GVHD: PGS.TS NGUYỄN THỊ NGỌC TRANG

HIỆU ỨNG TRUYỀN DẪN TỶ GIÁ VÀO LẠM PHÁT Ở VIỆT NAM
MÔN TÀI CHÍNH QUỐC TẾ


HIỆU ỨNG TRUYỀN DẪN TỶ GIÁ VÀO LẠM PHÁT Ở VIỆT NAM
MỤC LỤC

GVHD: PGS.TS Nguyễn Thị Ngọc Trang

2


HIỆU ỨNG TRUYỀN DẪN TỶ GIÁ VÀO LẠM PHÁT Ở VIỆT NAM
DANH MỤC HÌNH ẢNH

DANH MỤC BIỂU ĐỒ
Biểu đồ 4.1: Sự biến động của lạm phát theo thời gian
..........................................................................................................................................................
38
Biểu đồ 4.2: Sự biến động của ERPT theo thời gian.
..........................................................................................................................................................
39

GVHD: PGS.TS Nguyễn Thị Ngọc Trang

3


HIỆU ỨNG TRUYỀN DẪN TỶ GIÁ VÀO LẠM PHÁT Ở VIỆT NAM

GSO
IFS
PPI
IMP
STAR
INF
VAR
CPI
SSR

Exchange rate pass-through
General Statistics Office
International Financial Statistics
Producer Price Index
Import Price
Smooth Transition AutoRegressive
Inflation
Vector AutoRegressive
Consumer Price Index
Sum of Squares Residal

GVHD: PGS.TS Nguyễn Thị Ngọc Trang

5


HIỆU ỨNG TRUYỀN DẪN TỶ GIÁ VÀO LẠM PHÁT Ở VIỆT NAM
Chương 1.

1.1.

đoạn 2001-2011 tại Việt Nam với chuỗi số liệu theo quý.
1.3.

Phương pháp nghiên cứu

Bài nghiên cứu của chúng tôi thực hiện dựa trên phương pháp lịch sử và phương pháp khoa
học.Trên cơ sở tổng hợp các nghiên cứu trước của các tác giả có uy tín trên thế giới cũng như một
số lý thuyết có sẵn trong nước, chúng tôi nghiên cứu các yếu tố liên quan đến vấn đề này tại Việt
GVHD: PGS.TS Nguyễn Thị Ngọc Trang

6


HIỆU ỨNG TRUYỀN DẪN TỶ GIÁ VÀO LẠM PHÁT Ở VIỆT NAM
Nam. Để ước lượng mối quan hệ này chúng tôi sử dụng mô hình STAR với dữ liệu chỉ số giá nhập
khẩu (IMP), chỉ số giá sản xuất (PPI) và chỉ số giá tiêu dùng của Việt Nam từ 2001-2011 theo quý
được chạy bằng phần mềm Jmulti.

GVHD: PGS.TS Nguyễn Thị Ngọc Trang

7


HIỆU ỨNG TRUYỀN DẪN TỶ GIÁ VÀO LẠM PHÁT Ở VIỆT NAM

Chương 2.
2.1.

TỔNG QUAN CÁC KẾT QUẢ NGHIÊN CỨU TRƯỚC ĐÂY


8


HIỆU ỨNG TRUYỀN DẪN TỶ GIÁ VÀO LẠM PHÁT Ở VIỆT NAM
Smooth Transition Models”, thông qua nghiên cứu mối tương quan phi tuyến giữa ERPT và lạm
phát ở 12 quốc gia với 3 biến vĩ mô: lạm phát, biến động tỷ giá và chu kỳ kinh doanh. Kêt quả của
bài nghiên cứu này là: biến động tỷ giá cao hơn khi lạm phát đạt tới ngưỡng nhất định. Bài nghiên
cứu này ủng hộ thuyết của Taylor là: “pass-through giảm ở môi trường lạm phát thấp và ổn định.
Nidhaleddine Ben Cheikh cũng chỉ ra mức độ pass-through cao hơn khi tỷ giá thay đổi lớn hơn
đồng thời, pass-through cũng tương quan thuận với hoạt động kinh tế, có nghĩa là: khi GDP phát
triển đến 1 ngưỡng nào đó thì ERPT sẽ biến động nhiều hơn.
Yelena F. Takhtamanova (2003) sử dụng khuôn khổ lý thuyết của phân tích tỷ giá ERPT và
những nghiên cứu thực nghiệm về sự sụt giảm của ERPT từ những năm 1990 so với những năm
1980. Bài này chỉ ra rằng đường cong Phillip trong một nền kinh tế mở thì khác so với nền kinh tế
đóng. Bởi vì nếu mở cửa tiếp nhận những yếu tố đầu vào khác, thì tỷ giá thực sẽ ảnh huởng đến lạm
phát. Vì vậy trong một nền kinh tế mở, sự phức tạp của tỷ giá hối đoái thực sẽ làm cho tỷ lệ lạm
phát cũng phức tạp hơn.Bài này cũng đề nghị rằng mức độ tác động của ERPT đến yếu tố lạm phát
thông qua biến CPI cũng phụ thuộc vào 4 yếu tố. Đó là: mức độ truyền dẫn của tỷ giá ERPT đến giá
cả của những doanh nghiệp tư nhân, phần nhập khẩu trong giỏ hàng hóa CPI, sự linh động giá của
các doanh nghiệp trong nền kinh tế mở và uy tín của nhà hoạch địch chính sách tiền tệ.
Với bài nghiên cứu “Price adjustment and exchange rate pass-through” Devereux, Michael B.
Yetman, James (2010) đã phát triển một mô hình lý thuyết đơn giản để xác định biến động của tỷ
giá đến giá tiêu dùng. Bài nghiên cứu cũng chỉ ra rằng giá cứng nhắc là yếu tố chính để xác định
ERPT thông qua nghiên cứu 2 giai đoạn. Đầu tiên là cố định tần số biến động của giá, tác giả cho
rằng những dữ liệu từ những nước có lạm phát thấp có thể dùng để tái ước lượng pass-through thấp
ở những nước này. Sự thay đổi chậm của giá là nguyên nhân chính dẫn đến pass-through thấp.Bài
nghiên cứu mở rộng mô hình bằng cách thay đổi tần số của biến động giá trở thành một biến ngoại
sinh. Khi nghiên cứu ở các nước có lạm phát thấp và cao, ERPT tăng ở mức lạm phát trung bình
nhưng ở tỷ lệ thấp.
Mức độ pass-through sẽ tác động đến giá tại nhiều mức độ của quy trình sản xuất và liên quan

giả người Nhật :”Exchange rate pass-through and inflation. A nonlinear time series analysis”
Bài viết này nghiên cứu mối quan hệ giữa ERPT và lạm phát bằng cách ước lượng mô hình
chuỗi thời gian phi tuyến. Dựa trên mô hình lý thuyết đơn giản xác định ERPT, tác giả thấy rằng
sự biến động của ERPT có thể được ước lượng gần đúng bởi nhóm mô hình tự hồi quy chuyển
đổi trơn (STAR) sử dụng tỷ lệ lạm phát quá khứ làm biến thay đổi. Tác giả sử dụng nhiều dạng
hàm biến đổi dạng chữ U để ước lượng sự ảnh hưởng của ERPT theo thời gian đối với giá nội địa
của Mỹ. Kết quả ước lượng cho thấy sự sụt giảm của ERPT trong những năm 1980 và 1990 có
liên quan đến lạm phát giảm.

GVHD: PGS.TS Nguyễn Thị Ngọc Trang

10


HIỆU ỨNG TRUYỀN DẪN TỶ GIÁ VÀO LẠM PHÁT Ở VIỆT NAM
Tác giả sử dụng hàm chuyển đổi chữ U trong mô hình STAR để xem các hình thức của giá trị
ERPT theo thời gian. Phương pháp của tác giả là áp dụng dữ liệu theo tháng của giá trị nhập khẩu
US và giá nội địa và ước lượng sự biến động của ERPT trong suốt thời kì từ năm 1975 đến năm
2007.
Để tiếp cận mô hình tự hồi quy phi tuyến, đầu tiên tác giả đưa ra các mô hình lý thuyết đơn lẻ
của các công ty nhập khẩu, trong đó ERPT là hàm phi tuyến của tỷ lệ lạm phát quá khứ. Mô hình
này liên quan mật thiết với mô hình ERPT của Devereux và Yetman. Do đó, giá tối ưu phụ thuộc
trực tiếp vào lãi suất danh nghĩa, tương ứng với chi phí biên, và các doanh nghiệp nhập khẩu nội
sinh chọn xác suất điều chỉnh giá của họ ở mức tối ưu. Tuy nhiên, mô hình của tác giả khác với
mô hình khác ở một số khía cạnh cơ bản. Đầu tiên, ở mỗi thời kỳ các tỷ số của công ty có giá trị
hữu hạn. Thứ hai, mỗi công ty đều đối mặt với vấn đề không tham gia vào hợp đồng. Khi công ty
rút khỏi hợp đồng, họ sẽ thiết lập một mới giá tối ưu để chi trả chi phí cố định. Bởi vì, khi ERPT
tăng nếu nhiều công ty đều thiết lập gía tối ưu, và khả năng rút lui phụ thuộc tỷ lệ lạm phát quá
khứ, mô hình của chúng tôi dự báo rằng ERPT phụ thuộc vào độ trễ lạm phát. Dự đoán này trái
ngược với Devereux và Yetman (2010) (ERPT phụ thuộc vào trạng thái ổn định của nền kinh tế).

Tất cả các hàng hóa trung gian được nhập khẩu với cùng một mức giá P t*. Lợi nhuận của nhà
nhập khẩu tại thời điểm t, tính bằng đồng nội tệ là:

Với St là tỉ giá hối đoái danh nghĩa
là chi phí vận chuyển iceberg doanh nghiệp nhập khẩu phải trả.
Để tối đa hóa lợi nhuận trong cơ chế giá thả nổi, doanh nghiệp nhập khẩu đòi hỏi mức giá là:

Với là chênh lệch giá và (1+St Pt* là chi phí biên
Lấy logarit công thức giá đòi hỏi ở trên ta có
doanh nghiệp kí hợp đồng tại thời điểm t, với

là mức giá chung của tất cả các
và

. Cả st và pt*

được giả định là tuân theo Random walk process với phương sai của là
Trong giai đoạn đầu của hợp đồng, nhà nhập khẩu thiết lập mức giá Trong các giai đoạn còn
lại, mức giá được tổng hợp thành tỉ lệ lạm phát tính bằng công thức

Tuy nhiên, các doanh nghiệp được phép rút ra khỏi hợp đồng trước thời hạn với điều kiện
phải chi trả chi phí cố định F (>0). Trong suốt

giai đoạn đầu (N* >=1), các doanh nghiệp phải

tuân theo các quy tắc giá đã thỏa thuận trên hợp đồng. Nếu doanh nghiệp quyết định rút khỏi hợp
đồng sau N* thời kì, thì trong N – N * thời kì còn lại của hợp đồng, họ có thể đưa ra mức giá đòi
hỏi . Vì các doanh nghiệp kí hợp đồng vào thời điểm t và quyết định rút ra tại thời điểm nên ta có
tập hợp giá là:
GVHD: PGS.TS Nguyễn Thị Ngọc Trang

=)
Giá trị tối ưu của

được xác định bằng cách tối thiểu hóa hàm tổn thất trên. Ta có:

GVHD: PGS.TS Nguyễn Thị Ngọc Trang

13


HIỆU ỨNG TRUYỀN DẪN TỶ GIÁ VÀO LẠM PHÁT Ở VIỆT NAM
Ta dùng công thức tính giá tổng hợp, ta có:

Với pt(t) là giá đòi hỏi

khi doanh nghiệp nhập khẩu ký hợp đồng mới và pt(t-1)

được tính theo công thức
Từ đó, lạm phát động được xác định theo công thức:

Đạo hàm bậc nhất công thức trên theo biến

, ta xác định được ERPT ngắn hạn:

Công thức trên cho thấy ERPT phụ thuộc vào độ trễ của lạm phát,
Khi

,

=1, ERPT = 0.5. Ngược lại khi

1. Cụ thể là nếu

và

thì

Chỉ số giá tổng hợp là:

Với
và

là
là

Lạm phát động tính theo công thức sau:

Từ đó, ta có ERPT:

Có thể thấy trong công thức này, ERPT phụ thuộc vào

GVHD: PGS.TS Nguyễn Thị Ngọc Trang

có giá trị 0 hoặc
thì

= 0.

15

và

2.2.2 Các biến đổi kinh tế lượng
Phần này sẽ giới thiệu mô hình chuỗi thời gian phi tuyến mà chúng ta sẽ sử dụng trong phân
tích thực nghiệm. Có 3 dự đoán chính là mô hình lí thuyết ERPT sẽ kết hợp với mô hình thực
nghiệm.
• Đầu tiên, kết quả lạm phát cao hơn với mức độ ERPT cao hơn. (về giá trị tuyệt đối)
GVHD: PGS.TS Nguyễn Thị Ngọc Trang

16


HIỆU ỨNG TRUYỀN DẪN TỶ GIÁ VÀO LẠM PHÁT Ở VIỆT NAM
• Thứ 2, các ERPT có thể được thể hiện như một hàm đối xứng quanh giá trị 0 của tỷ lệ lạm
phát trong quá khứ
• Thứ 3, nhìn chung, các chức năng của ERPT có thể được mô tả liên tục hơn chứ không phải
là quá trình chuyển đổi đột ngột từ việc sử dụng tỷ lệ lạm phát trong quá khứ sang chuyển
đổi biến có thể kèm theo nhiều độ trễ. Ngoại lệ duy nhất là một trường hợp đặc biệt của hợp
đồng 2 giai đoạn. Nó được dự đoán là một giả định về quá trình chuyển đổi thường xuyên
rời rạc của mô hình TAR.
Để kết hợp các chức năng này trong một mô hình tiết kiệm tham số, chúng tôi chủ yếu sử
dụng mô hình STAR theo cấp số nhân (ESTRA), trong đó hàm chuyển đổi hình chữ U đối xứng
được trình bày bằng một hàm mũ:

Trong đó: là biến chuyển đổi
(>0) là một tham số xác định độ nhạy của quá trình chuyển đổi.
Công thức này được sử dụng phổ biến trong mô hình STAR được đề xuất ban đầu bởi
Haggan và Ozaki (1981) và sau đó tổng quát hóa bởi Granger và Terasvirta (1993) và Terasvirta
(1994). Do mục đích nghiên cứu của chúng tôi là xác định mối quan hệ giữa , chúng tôi ước tính
hai biến thể của mô hình ESTAR như sau:
(2)
Trong đó: εt tuân theo quy luật phân phối độc lập (0, σ2ε).

hình DLSTAR lồng vào mô hình TAR bằng cách cho γ1, γ2 tiến tới vô cùng. Thứ hai, mô hình có
thể kết hợp cả hiệu chỉnh đối xứng ( và ) và không đối xứng () giữa vùng âm và dương.
Vì vậy, tác giả có thể nghiên cứu các trường hợp ngoài mô hình đơn giản, có thể dự đoán mối
quan hệ đối xứng giữa ERPT và tỷ lệ lạm phát có độ trễ. Trong ước lượng của các mô hình
DLSTAR, tác giả sử dụng thông số điều chỉnh đối xứng và bất đối xứng.
Chú ý rằng tất cả thông số kỹ thuật trong nghiên cứu của tác giả được trình bày như sau:

Mô hình ESTAR:

Mô hình DLSTAR, đối xứng . Mô hình DLSTAR, bất đối xứng . Tác giả sử dụng mô hình
Van Dijk và các cộng sự (2002) và phương pháp nhân tử Lagrange (LM) để thử nghiệm mô hình
tuyến tính chống lại mô hình STAR, dựa trên mô hình nhân tạo có dạng:

GVHD: PGS.TS Nguyễn Thị Ngọc Trang

18


HIỆU ỨNG TRUYỀN DẪN TỶ GIÁ VÀO LẠM PHÁT Ở VIỆT NAM
Để thì và là số dư hồi quy đầy đủ. Sau đó, kiểm định thống kê LM có thể được tính như
với Thống kê LM tuân theo phân phối (chi bình phương ) với bậc tự do 3(2N+1) theo giả
thuyết . Để cải thiện mức giới hạn kích thước mẫu, Teräsvirta (1994) cũng đưa ra một biến thể
của kiểm định LM

Thống kê F tuân theo phân phối F với bậc tự do 3(2N+1) và T-4(2N+1). Ngoài ra, tác giả
cũng sử dụng biến phương sai cho các thử nghiệm LM được đề nghị bởi Granger và Teräsvirta
(1993) và biểu thị các số liệu thống kê này bởi LM *. Trong nghiên cứu Teräsvirta (1994), hồi
quy phụ trợ (3) có thể được tiếp tục sử dụng để chọn thông số kỹ thuật giữa các mô hình STAR
thay thế. Trong phần nội dụng này, kiểm nghiệm F với so với được sử dụng cho mô hình Estar
chống lại một mô hình bất đối xứng DLSTAR (F3). Tương tự, kiểm định F với so với được sử

Qua kiểm định bước đầu kiểm định tuyến tính LM trên các loại mô hình STAR. Chọn N=6,
ta có kết quả khi d chạy từ 1 đến 6 cho tổng bằng 1. Cả 3 kiểm định LM, Fl và LM* đều cho kết
quả khá chắc chắn về mối quan hệ phi tuyến của ERPT và lạm phát trong tất cả các giá trị d.
b Mô hình ESTAR
Các bước kiểm định mô hình ESTAR:
Tìm độ trễ thích hợp cho biến chuyển đổi

. Chọn N=6, cho d chạy từ 1 đến 6, thực hiện hồi

quy phi tuyến phương trình (2) theo phương pháp bình phương nhỏ nhất và chọn giá trị d nào cho
kết quả tổng bình phương phần dư nhỏ nhất. Kết quả chọn d=3.
-

Với N=6, Kết quả ước lượng mô hình ESTAR có được như sau:

GVHD: PGS.TS Nguyễn Thị Ngọc Trang

20


HIỆU ỨNG TRUYỀN DẪN TỶ GIÁ VÀO LẠM PHÁT Ở VIỆT NAM

Với giá trị kiểm định t là các giá trị trong ngoặc nằm dưới các giá trị tham số.
là giá trị cho biết mức độ phù hợp của kiểm định.
Se là sai số chuẩn của mô hình hồi quy.
Obs là số quan sát.
LM(1) và LM(1-12) là giá trị p-values của kiểm định lagrange theo thứ tự từ 1 đến 12.
Dựa trên kết quả kiểm định các tham số, đồ thị hàm ERPT

theo biến biến đổi

HIỆU ỨNG TRUYỀN DẪN TỶ GIÁ VÀO LẠM PHÁT Ở VIỆT NAM

Một lần nữa, tham số tỉ lệ được ước lượng dưới dạng một biến biến đổi tiêu chuẩn. Trong
hình 6, hình dạng của ERPT= ) với biến chuyển đổi gần giống với hình dạng của mô hình biến
đổi TAR trường hợp hai giai đoạn ở Hình 1. Ta có thể thấy hình dạng của ERPT có được từ hàm
biến đổi mới được biểu diễn bởi tập hợp các điểm với mật độ dày tại giá trị ERPT nhỏ nhất. Vì
đặc điểm này, quan sát đồ thị chuỗi thời gian của ERPT tính bằng mô hình DLSTAR trong hình
7, ta thấy ERPT thấp hơn và dao động ổn định hơn trong khoảng 0,35 so với trường hợp của mô
hình ESTAR.

GVHD: PGS.TS Nguyễn Thị Ngọc Trang

23


HIỆU ỨNG TRUYỀN DẪN TỶ GIÁ VÀO LẠM PHÁT Ở VIỆT NAM

Hình 6: Mô hình ERPT theo biến biến đổi: Mô hình đối xứng DLSTAR

Hình 7: Mô hình ERPT theo thời gian: Mô hình DLSTAR đối xứng

GVHD: PGS.TS Nguyễn Thị Ngọc Trang

24


HIỆU ỨNG TRUYỀN DẪN TỶ GIÁ VÀO LẠM PHÁT Ở VIỆT NAM
d Mô hình DLSTAR bất đối xứng
Bây giờ chúng ta chuyển sang dự đoán của mô hình DLSTAR bất đối xứng, để kết hợp các
khả năng của sự điều chỉnh bất đối xứng. Để tối thiểu hóa tổng bình phương số dư sản lượng thì