Hiệu ứng truyền dẫn của tỷ giá hối đoái và chính sách tiền tệ ở Croatia

Hiệu ứng truyền dẫn của tỷ giá hối đoái và chính sách tiền tệ ở Croatia Nhóm 4

GVHD:TS Nguyễn Khắc Quốc Bảo Page
1






Tiểu luận

Hiệu ứng truyền dẫn của tỷ giá hối đoái
và chính sách tiền tệ ở Croatia

Hiệu ứng truyền dẫn của tỷ giá hối đoái và chính sách tiền tệ ở Croatia Nhóm 4

GVHD:TS Nguyễn Khắc Quốc Bảo Page
2

TÓM TẮT (ABSTRACT)
Tỷ giá hối đoái (TGHĐ) mục tiêu được đánh giá là chính sách tốt nhất trong nền kinh
tế đô la hóa khi lương và giá cả đều liên quan đến TGHĐ. Riêng đối với Croatia, 1 nền
kinh tế bị đô la hóa cao, những thực nghiệm điều tra được tiến hành trong nghiên cứu này
chỉ ra rằng hiệu ứng truyền dẫn trở nên thấp hơn sau khi đạt được sự ổn định.
Nghiên cứu này được thực hiện bằng các phương pháp khác nhau (VAR, đồng liên
kết), đã chỉ ra rằng đô la hóa bị giới hạn trong các tài sản tài chính và vì vậy mà TGHĐ
mục tiêu nghiêm ngặt có thể không phải là lựa chọn tốt nhất. Tuy nhiên những tác động
của chính sách là không rõ ràng do tương tác nội tại trong hệ thống truyền dẫn đến cơ chế
chính sách.
Mục tiêu nghiên cứu: Tỷ giá hối đoái có ảnh hưởng nhất định đến lạm phát của một

nước, đặc biệt là những nền kinh tế nhỏ mở mới nổi. Bài nghiên cứu này nhằm mục đích
nghiên cứu và phân tích hiệu ứng truyền dẫn của tỷ giá hối đoái đến các chỉ số giá nội địa
ở Croatia

1. GIỚI THIỆU (INTRODUCTION)
1.1 Tổng quan về Croatia
- Chính sách tiền tệ ở Croatia đã rất thành công trong việc giảm lạm phát (tạo nên mức
lạm phát thấp và ổn định cho nền kinh tế vào giữa những năm từ 1990) bằng cách sử
dụng công cụ tỷ giá hối đoái như neo danh nghĩa:
 Chính sách này được định nghĩa như “chiến lược tỷ giá hối đoái mục tiêu nghiêm
ngặt
 Đặc điểm: có một biên độ tỷ giá rất thấp và được điều tiết bởi ngân hàng trung
ương trên thị trường ngoại tệ.
- Tuy nhiên những thay đổi gần đây trong khuôn khổ pháp luật và việc gia tăng sử dụng
các công cụ thị trường đã đặt ra vấn đề là chính sách này cần phải được điều chỉnh lại
Hiệu ứng truyền dẫn của tỷ giá hối đoái và chính sách tiền tệ ở Croatia Nhóm 4

GVHD:TS Nguyễn Khắc Quốc Bảo Page
3

trong tương lai để sự biến động của tỷ giá hối đoái được rõ ràng hơn và mức biên độ lớn
hơn sẽ được nới lỏng phù hợp với những biến động của tỷ giá hối đoái, cụ thể là những
thay đổi sau:
 Luật mới của Ngân hàng quốc gia Croatian (CNB), xác định ổn định giá là nguyên
tắc cơ bản của chính sách tiền tệ, làm giảm ảnh hưởng lên tỷ giá hối đoái.
 Tự do hoá tài khoản vốn được yêu cầu như một phần của quá trình gia nhập liên
minh châu Âu (EU) để thử nghiệm khả năng của CNB để duy trì kiểm soát chặt
chẽ về tỷ giá hối đoái.
 Sự phát triển của thị trường tài chính cung cấp những công cụ chính sách mới và
làm giảm dần vai trò của dự trữ bắt buộc, mở ra những cơ hội mới cho những hoạt

động sử dụng thị trường mở bởi CNB.
- Sự thay đổi theo hướng này sẽ đạt được hiểu quả tốt hơn nếu hiểu biết về hiệu ứng
truyền dẫn của tỷ giá hối đoái đến lạm phát trong nước. vậy làm thế nào những thay đổi
trong tỷ giá hối đoái được lan truyền đến lạm phát trong nước. có 3 cách chủ yếu:
o Biến động tỷ giá hối đoái ảnh hưởng trực tiếp đến lạm phát thông qua việc thay
đổi giá cả hàng hóa được mua bán thể hiện dưới dạng nội tệ.
o Bằng việc thay đổi giá tương đương của những hàng hóa trong và ngoài nước,
tỷ giá cũng ảnh hưởng gián tiếp lạm phát thông qua thay đổi những hoạt động
trong nền kinh tế.
Trong nền kinh tế nhỏ và mở (nơi chấp nhận giá trên thị trường thế giới) có lẽ
mong đợi sự biến động tỷ giá sẽ tác động đến mức giá nội tệ, với mức giá ở những
giai đoạn khác nhau của dây chuyền sản xuất sẽ bị ảnh hưởng khác nhau.Trong
trường hợp các yếu tố khác không đổi, giá nhập khẩu sẽ thay đổi một-một với tỷ
giá, tuân theo quy luật một giá. Khi yếu tố đầu vào được thêm vào, việc đo lường
giá tương ứng nên phản ánh giá trị nhập khẩu vào trong quá trình sản xuất.
Hiệu ứng truyền dẫn của tỷ giá hối đoái và chính sách tiền tệ ở Croatia Nhóm 4

GVHD:TS Nguyễn Khắc Quốc Bảo Page
4

Tuy nhiên, ước tính hiệu ứng truyền dẫn này có thể đi chệch khỏi tiêu chuẩn vì
một số lý do. Chiến lược giá cả trên thị trường nước ngoài có chiều hướng khiến
hiệu ứng này vô dụng do:
+ Sự tồn tại của “chi phí thực đơn” kết hợp với điều chỉnh giá sẽ không có sự
biến động đáng kể trong tỷ giá hối đoái miễn là nó ổn định và mức đó khá nhỏ
so với một ngưỡng nên không được phản ánh trong thay đổi giá cả
4
.
+ Những kỳ vọng và các hình thức khác nhau của sự biến động có thể ảnh
hưởng lớn đến kết quả cuối cùng.

○ Thông qua giá trị của các kênh tài sản mà tỷ giá có thể ảnh hưởng đến lạm phát.
Hiệu ứng truyền dẫn có xu hướng nhỏ hơn khi lạm phát thấp. một vài đặc điểm
của nền kinh tế Croatia có thể ảnh hưởng đến độ lớn của hiệu ứng truyền dẫn,
trong đó có 2 đặc điểm đáng chú ý:
- Thứ nhất, Croatia ở mức trung bình khi so sánh với các nền kinh tế đang
chuyển đổi khác về độ mở.
- Thứ 2, Croatia là nền kinh tế bị “đô la hóa” nặng cùng với việc thay thế tài
sản, và đo lường giá cả theo tỷ giá hối đoái.
1.2 Nỗi lo sợ về chế độ thả nổi tỷ giá và đô la hóa:
- Hầu hết những dấu hiệu phát triển ở các nền kinh tế thị trường mới nổi chứng minh cho
những gì Calvo và Reinhart (2000) gọi là "nỗi lo sợ của việc thả nổi":
 Nguyên nhân: tại các nước này đồng ngoại tệ không được bảo vệ, điều này khiến
cho hệ thống tài chính dễ bị thương tổn trước những biến động của tỷ giá hối đoái.
 Kết quả: các ngân hàng trung ương ở các thị trường này cảm giác không thoải mái
với biến động của tỷ giá hối đoái và can thiệp thường xuyên để ổn định tỷ giá.
Chính sự can thiệp đôi khi quá nhiều đã khiến tỷ giá hối đoái mất đi sự linh hoạt
- Croatia là một ví dụ nổi bật cho nổi lo sợ của việc thả nổi thể hiện ở các chính sách
CNB phản ứng đến siêu lạm phát trong chiến tranh ở trước thập niên 90:
 Hạn chế hoàn toàn sự lưu hành của Đồng Mác Đức.
Hiệu ứng truyền dẫn của tỷ giá hối đoái và chính sách tiền tệ ở Croatia Nhóm 4

GVHD:TS Nguyễn Khắc Quốc Bảo Page
5

 Sau khi sự ổn định đã đạt được vào năm 1994, chính sách tiền tệ vẫn tập trung
vào mục tiêu tỷ giá hối đoái
6
. CNB quy định biên độ tỷ giá tương đối thấp và sự
can thiệp là khá có hệ thống.
 Về điểm này, khi so sánh Croatia với các nền kinh tế chuyển đổi có những sự điều

chỉnh tỷ giá hối đoái tương tự, như Cộng Hòa Séc, Slovakia, Slovenia, Rumani –
tất cả, giống như Croatia là tiến hành “Việc thả nổi có quản lý” (theo sơ đồ phân
loại của IMF) - và một chính sách “kiểm soát nhẹ" như Hungary thì nghiên cứu
thấy rằng:
o Đồng tiền Croatia, giống như các đồng tiền của Cộng Hòa Séc và Slovakia, đã
khá ổn định suốt thời gian qua và thậm chí trong nhóm này việc thay đổi là
tương đối ít hơn (Hình 1). Điều này được xác nhận bởi các biện pháp dễ thay
đổi được trình bày trong bảng 1:Trong giai đoạn từ tháng 1/1994 – 7/2001, xác
suất phần trăm thay đổi hàng tháng trong tỷ giá hối đoái Kuna/DM vượt quá
biên độ 2,5% là chỉ có 1 khoản 1.1% (tức Croatia hiển thị sự chênh lệch tỷ giá
hối đoái ít thay đổi nhất
7
), thấp hơn nhiều đối với bất kỳ loại tiền tệ nào khác
trong mẫu.
o Khi tỷ giá là cố định, những chấn động về nhu cầu tiền và sự kỳ vọng được
điều tiết bởi ngân hàng trung ương thông qua việc mua hoặc bán hàng dự trữ
ngoại hối. Do đó, để phản ứng trước các chấn động, tính hay thay đổi của dự
trữ ngoại hối và các cơ sở tiền tệ sẽ có tác động nghịch biến (những tương tác
nội tại trong chính sách tỷ giá thả nổi có điều chỉnh) đến sự linh hoạt của
TGHĐ. Bảng 1 chỉ ra rằng dự trữ ngoại hối và các cơ sở tiền tệ là dễ thay đổi
nhất trong nhóm bảng các loại tiền tệ
 Kết luận rút ra từ bảng 1:
- Hậu quả của các chính sách của CNB là làm cho tỷ của các tỷ giá kuna/DM trong
thực tế khó có thể thay đổi
8
.
- Mức biên độ thấp của tỷ giá, và việc hay thay đổi cơ sở tiền tệ, kết quả như được
phản ánh trong lạm phát. Thật vậy, tính hay thay đổi của lạm phát xuất hiện tương
Hiệu ứng truyền dẫn của tỷ giá hối đoái và chính sách tiền tệ ở Croatia Nhóm 4

GVHD:TS Nguyễn Khắc Quốc Bảo Page
6

đối cao đến Cộng Hòa Séc và Slovakia, mặc dù một tỷ giá ổn định và một chính
sách tiền tệ thắt chặt đã làm cho lạm pháp thấp ở Croatia.

Bảng 1: Tính dễ thay đổi của các chỉ số được chọn trong một số tỷ giá hối đoái “thả
nổi được quản lý”, 1994-2001.
Xác suất mà tỷ lệ phần trăm hàng tháng thay đổi trong mức +/- 2,5%
Tỷ giá 1/ tỷ giá thực
sự hiệu quả
1/
Nguồn dự
trữ 2/
Cơ sở tiền tệ
3/
Lạm phát 4/
Croatia 98.9 94.4 43.8 31.8 26.1
Công hòa
Séc
81.1 90.0 58.4 59.1 36.4
Hungary 75.6 90.0 31.5 29.4 22.7
Romania 46.7 70.0 30.3 23.9 9.1
Công hòa
Slovak
83.3 92.2 47.2 36.4 38.6
Slovenia 84.4 n.a. 49.4 28.4 22.7
Nguồn: CNB, IMF
1/ Trung bình hàng tháng, T1/1994 – Tháng 7/2001
2/ Cuối giai đoạn, T1/1994 – Tháng 7/2001

3/ Cuối giai đoạn, T1/1994 – Tháng 7/2001; Hungary: T1/2000- T5/2001
4/ Annualized tỷ lệ hàng tháng thay đổi trong giá tiêu dùng, T1/1994 – Tháng 7/2001

Hiệu ứng truyền dẫn của tỷ giá hối đoái và chính sách tiền tệ ở Croatia Nhóm 4

GVHD:TS Nguyễn Khắc Quốc Bảo Page
7

HÌNH 1: TỶ GIÁ HỐI ĐOÁI DM Ở NHỮNG NƯỚC ĐƯỢC CHỌN LỰA, 1994-
2001
(số trung bình hàng tháng)

- Tình trạng đô la hóa: Những gì thúc đẩy nổi sợ về tỷ giả thả nổi? Do nền kinh tế bị đô
la hóa, tình trạng này là đang mở rộng tại Croatia:
 Tiền gửi ngoại tệ đại diện cho hơn 60% số lượng tiền tệ, chiếm tỷ lệ phần trăm lớn
hơn đối với các mẫu còn lại (hình 2).
 Nguồn gốc của hiện tượng này là do đất nước bị chiến tranh vào những năm đầu
thế kỷ 19, sự bất ổn bao quát trong nền kinh tế và siêu lạm phát nên người dân
không tin tưởng vào đồng nội tệ nên đã chuyển sang nắm giữ đồng ngoại tệ và
ngoại tệ cũng được sử dụng chính trong thanh toán nên xảy ra tình trạng đô la.
Hiệu ứng truyền dẫn của tỷ giá hối đoái và chính sách tiền tệ ở Croatia Nhóm 4

GVHD:TS Nguyễn Khắc Quốc Bảo Page
8

Ngay cả sau khi sự ổn định trong vĩ mô đạt được trong năm 1994, đô la hóa tiếp
tục kéo dài đến 1998, và không có dấu hiệu giảm kể từ đó

Hình 2: Đô la hóa ở một số nước được khảo sát, 1994-2001
(Tỷ lệ phần trăm tiền gửi ngoại tệ trong nước/ tổng số lượng tiền tệ)

Nguồn: IMF
(Ghi chú: dữ liệu là vào cuối tháng 12 trong khoảng thời gian 1994 -2000, cuối tháng 5
trong năm 2001)
 Dưới những hoàn cảnh đó, mọi chính sách tiền tệ độc lập là phải đối mặt với
những rủi ro nghiêm trọng về sự bất ổn trong tài chính và hiệu quả của nó trong
việc điều khiển lạm phát là bị nhiều giới hạn:
o Sự thay đổi bất ngờ trong tỷ giá có thể gây ra thiệt hại trong bảng cân đối của
công ty và cá nhân, gây ra sự gia tăng nợ xấu và vì thế đe dọa sự ổn định của
hệ thống ngân hàng.
Hiệu ứng truyền dẫn của tỷ giá hối đoái và chính sách tiền tệ ở Croatia Nhóm 4

GVHD:TS Nguyễn Khắc Quốc Bảo Page
9

o Ngoài ra, tác động của chính sách tiền tệ thắt chặt có thể bị yếu nếu hiệu quả
của việc tăng giá tỷ giá hối đoái làm tăng những khoản nợ ngoại tệ của cư dân.
o Trong trường hợp cực đoan của “tình trạng đô la hóa thực”, khi giá và lương
được tính bằng đồng ngoại tệ, chính sách tiền tệ trở nên hoàn toàn không tác
động và chỉ có thể dùng chiến lược là nhắm vào tỷ giá hối đoái (Ize and Levy
Yeyati,2001).
 Ngày nay đô la hóa ở Croatia chủ yếu là được thúc đẩy bởi tài sản thay thế, như là
cư dân duy trì một tỷ lệ tiết kiệm của họ bằng đồng ngoại tệ và ngân hàng cung
cấp khoản vay cũng bằng ngoại tệ hoặc có liên quan đến đồng ngoại tệ. Tình cờ
quan sát cho thấy rằng nhiều giá, chủ yếu là bất động sản và hàng tiêu dùng lâu
bền chủ yếu đều liên quan đến tỷ giá. Điều này sẽ lý giải cho hệ số truyền dẫn lớn.
Các nội dung chính của bài nghiên cứu:
- Tổng quan các nghiên cứu trước đây
- Phương pháp nghiên cứu
- Nội dung và các kết quả nghiên cứu
- Kết luận

2. CƠ SỞ LÝ LUẬN (LITERATURE)
Mối quan hệ giữ tỷ giá hối đoái và các mức giá cả đã nhận được nhiều sự quan tâm
của mọi người kể từ khi hệ thống Bretton Wood sụp đổ. Tuy nhiên có rất ít các nghiên
cứu hoàn chỉnh phân tích về hiệu ứng truyền dẫn, ảnh hưởng của việc biến động của tỷ
giá hối đoái đến việc đo lường giá cả hàng hóa nội địa khác cũng như chuỗi sản xuất. (giá
hàng hóa XNK, lạm phát tiêu dùng). Đa số là các nghiên cứu chú trọng theo từng mảng
phân khúc như hiệu ứng trung chuyển trong giá XNK, hoặc đồng bộ hóa việc đo lường
các mức giá khác nhau.
Golberg và Knetter (1997) nghiên cứu về hiệu ứng truyền dẫn đến giá nhập khẩu và
câu hỏi được đặt ra là tại sao hiệu ứng truyền là không hoàn toàn.
Hiệu ứng truyền dẫn của tỷ giá hối đoái và chính sách tiền tệ ở Croatia Nhóm 4

GVHD:TS Nguyễn Khắc Quốc Bảo Page
10

Dornbusch (1987) và Krugman (1987) tìm ra nguyên nhân của cơ chế truyền dẫn
không hoàn toàn (nhỏ hơn tỷ lệ 1:1) là do sự cạnh tranh không hoàn hảo hoặc định giá
theo thị trường (pricing to market). Các nhà sản xuất nước ngoài có thể điều chỉnh giá cả
của họ để duy trì thị phần ổn định trong nền kinh tế nội địa. chiến lược này có thể làm
cho mức truyền dẫn bằng 0.
Gosh và Wolf (2001) nhận định rằng hiệu ứng truyền dẫn không hoàn hảo trong ngắn
hạn là do sự gia tăng chi phí thực đơn (menu cost)
Goldfajn và Werlang (2000) chỉ ra các yếu tố quyết định mức độ truyền dẫn là trạng
thái tuần hoàn của nền kinh tế, sự đánh giá quá cao hoặc quá thấp lúc đầu, mức độ lạm
phát ban đầu và độ mở của nền kinh tế. họ cũng phát hiện ra rằng hiệu ứng truyền dẫn đạt
đỉnh điểm sau 12 tháng.
McCarthy (2000) phân tích mô hình tự hồi quy VAR đứng yên (kết hợp chuỗi phân
phối giá đệ quy) về sự ảnh hưởng của những biến động tỷ giá và giá cả hàng hóa nhập
khẩu đến giá cả của nhà sản xuất và giá tiêu dùng. Ông chọn mẫu 9 quốc gia phát triển,
và nhận thấy rằng tỷ giá hối đoái có ảnh hưởng giới hạn và không đáng kể đến giá tiêu

dùng trong khi giá nhập khẩu có ảnh hưởng mạnh mẽ hơn.
Clark (1999) kiểm định sự phản ứng của giá cả tại các giai đoạn khác nhau của quá
trình sản xuất trong các bối cảnh khác nhau, cụ thể là phản ứng với các diễn biến bất ngờ
của chính sách tiền tệ nội địa.
Ross (1998) đánh giá về Slovenia, sử dụng phương pháp đệ quy nền kinh tế.
Kuijs (2001) phân tích sự truyền dẫn của chính sách tiền tệ ở Slovakia sử dụng mô
hình VAR đồng liên kết cấu trúc.
Theo quan điểm kỹ thuật, các phân tích thực tế phải đối mặt với vấn đề là hầu hết các
chuỗi thời gian được phân tích mà không có tính dừng. Các ước lượng OLS không có giá
trị tạo ra vấn đề của “hồi quy sai”. Bằng việc lựa chọn các biến có sai phân bậc nhất sẽ
Hiệu ứng truyền dẫn của tỷ giá hối đoái và chính sách tiền tệ ở Croatia Nhóm 4

GVHD:TS Nguyễn Khắc Quốc Bảo Page
11

giúp tránh được sai lầm đó. Dưới đây là một số nghiên cứu sử dụng kỹ thuật đồng liên kết
để lý giải cho việc không có tính dừng và quan hệ nhân quả tại cùng giai đoạn:
Kim (1998) trình bày những bằng chứng của Mỹ về vấn đề mối quan hệ nhân quả của
tỷ giá hối đoái với giá cả trong mô hình hồi quy VAR đồng liên kết. ông nhận thấy rằng
hệ số truyền dẫn trong dài hạn là 0.24 nhưng không chỉ rõ vấn đề như thế nào trong ngắn
hạn.
Murgasova (1996) sử dụng phương pháp Johansen Maximum Likelihood (ML) để
phân tích ảnh hưởng của việc đồng peseta giảm giá trong suốt cuộc khủng hoảng tiền tệ
giai đoạn 1992-1993. bà nhân thấy rằng hiệu ứng truyền dẫn có tỷ lệ 1-1 lên giá nhập
khẩu nhưng chỉ 10% đến giá tiêu dùng. Hiệu ứng truyền dẫn thấp là do vị trí tuần hoàn bù
đắp của nền kinh tế.
Dellmo (1996) tập trung vào mối quan hệ việc đo lường mức giá ở Thụy Điển trong 1
“I (1)framework” , tính đến những nhân tố mà có thể giới hạn sự tương tự nhau được
mong đợi, giống như sự khác nhau giữa lợi nhuận biên và năng suất. Juselius (1999) phân
tích sự hội tụ của mức giá trong một I(2) framework đầy đủ

3. PHƯƠNG PHÁP VÀ DỮ LIỆU NGHIÊN CỨU(METHODOLOGY AND
DATA)
3.1 Phương pháp nghiên cứu: sử dụng 2 phương pháp nghiên cứu
Nghiên cứu trong ngắn hạn sử dụng mô hình hồi quy VAR tiêu chuẩn (sai phân bậc
nhất) được ước lượng, mô hình cơ bản của chuỗi phân phối chuyển thành cấu trúc đệ quy
của ma trận phương sai- hiệp phương sai. Điều này sẽ giúp chúng ta nhận biết được
những thay đổi dột ngột từ việc biến đổi tỷ giá hối đoái và ảnh hưởng của nó lên lạm phát
ở Croatia. Cấu trúc này là phiên bản đơn giản hóa phiên bản của McCarthy (2000), người
đã lựa chọn mô hình chuỗi sản xuất- mô hình được tạo bởi Blanchard (1983) và Christino
et al (1997). Giảm thiểu sự phức tạp (số lượng biến) phần lớn là do thiếu dữ liệu cho
Croatia. Một hạn chế lớn của lần nghiên cứu này là mối quan hệ nhân quả được giả định
Hiệu ứng truyền dẫn của tỷ giá hối đoái và chính sách tiền tệ ở Croatia Nhóm 4

GVHD:TS Nguyễn Khắc Quốc Bảo Page
12

của tỷ giá hối đoái với giá cả. Gỉa định cho rằng giá cả không biến động trong ngắn hạn,
vì lý thuyết ngang giá sức mua giữ lại, tỷ giá hối đoái được kỳ vọng để biến động. Điều
này hàm ý rằng quan hệ nhân quả cũng có thể diễn ra theo cách khác. Các phân tích được
dựa trên những quan sát hàng tháng. Một điểm yếu khác của cách tiếp cận này là tiêu
chuẩn đánh giá để ước lượng hệ thống VAR khác nhau đã đề cập ở trên, cụ thể là việc
không thể thỏa mãn giả thuyết cân xứng thông tin và kết quả là thiếu ý nghĩa thống kê.
Trong dài han, để đánh giá chi tiết hơn về những giới hạn đã đề cập ở trên, mối quan
hệ dài hạn giữa tỷ giá hối đoái và mức giá sẽ được xem xét theo cách tiếp cận đồng liên
kết. Các kết quả từ phương pháp này phải được xử lý cẩn thận bởi vì khoảng thời gian
quan sát khá giới hạn (khoảng 6 tháng) và các quan sát hàng tháng chịu sự tác động của
một tỷ lệ “nhiễu tín hiệu” cao.
3.2 Dữ liệu
Dữ liệu của bài nghiên cứu là chuỗi thời gian hàng tháng được lấy từ nguồn dữ liệu
của IMF hoặc được cung cấp bởi CNB (ngân hàng trung ương Croatia). Mặc dù các quan

sát thường bắt đầu từ tháng 1/1992 nhưng mẫu quan sát được giới hạn bắt đầu từ tháng
1/1994 do sự ổn định chỉ đạt được vào cuối năm 1993. Các quan sát cho M4 bắt đầu từ
tháng 6/1994. Thời kỳ ước lượng bị giới hạn do bởi các chỉ số giá nguyên liệu thô có sẵn
kết thúc vào cuối tháng 1/2001. Trong mục này đầu tiên chúng ta sẽ làm nổi bật các lập
luận ước lượng cố định liên quan đến tác động truyền dẫn của tỷ giá hối đoái vào lạm
phát ở Croatia. Sau đó, chúng ta sẽ chuyển sang những vấn đề của tính dừng. hầu hết các
chuỗi thời gian cơ bản được sử dụng là không dừng (ở các mức ý nghĩa khác nhau). Cuối
cùng các vấn đề của quan hệ nhân quả sẽ được thảo luận.
3.2.1 Mô tả dữ liệu:
Trong biểu đồ số 3 và A1 chúng tôi đưa ra những minh chứng đầu tiên về giả định đệ
quy của chúng tôi. Biểu đồ số 1 trình bày chuỗi thời gian (dưới dạng logarit) về tỷ giá hối
đoái trung bình của đồng HKR/DEM và ảnh hưởng của tỷ giá hối đoái danh nghĩa
Hiệu ứng truyền dẫn của tỷ giá hối đoái và chính sách tiền tệ ở Croatia Nhóm 4

GVHD:TS Nguyễn Khắc Quốc Bảo Page
13

(NEER- được tính toán bởi IMF), cùng với chuỗi 2 giá trị, chỉ số giá sản xuất (MPI-
manufacturing price index) và chỉ số giá bán lẻ (RPI), tất cả được điều chỉnh về ý nghĩa
và phạm vi. Việc xem xét bằng mắt thường chỉ ra rằng RIP hầu như không bị ảnh hưởng
bởi sự thay đổi tỷ giá, thực tế, chỉ số này dường như có khuynh hướng ổn định. Chỉ số giá
sản xuất, chỉ số phản ánh công nghiệp có biểu hiện trái ngược hoàn toàn, có xu hướng
theo sau tỷ giá, mặc dù rất ít. Sự gia tăng đáng kể trong tỷ giá hôi đoái suốt nửa cuối năm
1995 được phản ánh rõ ràng trong chỉ số giá sản xuất 1 năm sau đó. Sự giảm giá kéo dài
của đồng Kuna bắt đầu từ đầu năm 1998 dẫn đến sự gia tăng trong mứ giá, rõ nét nhất là
trong khoảng 12-15 tháng sau. Đánh giá bước đầu này được xác định bởi biểu đồ A1, thể
hiện mối tương quan chéo giữa sự thay đổi trong tỷ giá và những thay đổi tiếp theo sau
trong các chỉ số giá đã trình bày.
Biểu đồ A1: sự tương quan chéo giữa sự thay đổi trong tỷ giá với chỉ số giá bán lẻ và
chỏ số giá sản xuất

Hiệu ứng truyền dẫn của tỷ giá hối đoái và chính sách tiền tệ ở Croatia Nhóm 4

GVHD:TS Nguyễn Khắc Quốc Bảo Page
14

Biểu đồ A1 chỉ ra rằng có sự tương quan giữa sự thay đổi trong tỷ giá và sự thay
đổi trong MPI là cùng chiều từ tháng thứ 9 đến tháng thứ 26 với đỉnh điểm là khoảng
giữa tháng 13 và 16, sau xấp xỉ 1 năm. Đỉnh của hệ số tương quan không cao (0.22) và có
ý nghĩa không đáng kể. Điều này có thể là do trong thực tế MPI chứa đựng những khoản
mục ít bị tác động của tỷ giá. Ở Croatia không xảy ra tình trạng giảm giá đột ngột do đó
mức giá thay đổi theo khuyng hướng của tỷ giá là khó khăn hơn. Phương pháp tương
quan chéo dành cho RPI được trình bày trong biểu số 3: giá bán lẻ hầu như không bị ảnh
hưởng bởi xu hướng của tỷ giá hối đoái,hệ số tương quan thay đổi, và không cao hơn 0.1
Biểu số 3: tỷ giá hối đoái và các chỉ số giá

3.2.2 Quan hệ nhân quả Granger (Granger Causality)
Trong phần này, kiểm định nhân quả Granger từng đôi dựa trên độ trễ của chuỗi thời
gian đơn (kiểm định chuẩn F) được cung cấp. Mối quan hệ nhân quả đầu tiên được phân
Hiệu ứng truyền dẫn của tỷ giá hối đoái và chính sách tiền tệ ở Croatia Nhóm 4

GVHD:TS Nguyễn Khắc Quốc Bảo Page
15

tích (xem bảng B1 phần phụ lục) cho thấy 4 thực tế: đầu tiên, không có quan hệ nhân quả
granger trong việc thay đổi trong cung tiền (DM4) đến khoảng sự chênh lệch sản lượng bị
từ chối ở hầu hết các độ trễ. Điều này có thể được giải thích như một sự tranh cãi về khía
cạnh nhu cầu truyền thống, sự tăng trưởng tiền mạnh mẽ gia tăng cán cân thực và gây ra
cầu vượt cung. Thứ 2, sự gia tăng trong chỉ số giá bán lẻ (DRIP) giúp giải thích sự chênh
lệch sản lượng. Thứ 3, có thể gây nhiều ngạc nhiên hơn, giả thuyết sự chênh lệch sản

lượngkhông gây ra quan hệ Granger đến chỉ số giá nguyên liệu thô (được tính toán bởi
HWWA ) bị loại bỏ một cách mạnh mẽ. Chúng tôi không đề xuất bất kỳ sự giải thích nào
cho cho hiện tượng thống kê lạ này và giải thích nó như một sự sai sót. Và cuối cùng, chỉ
số nguyên liệu thô giống nhau có vẻ tác động điều khiển chỉ số giá sản xuất. Kết quả này
phù hợp với mẫu chuỗi phân phối đã được chọn như lý do cơ bản cho cấu trúc đệ quy của
mẫu quan sát thực tế: đề xuất được đưa ra (DHWWA HPOGAP DKDAV
DMPI DRPI DM4) không đo lường các sự đối nghịch mạnh mẽ trong thực tế. Ở
mức 1 độ trễ, chỉ duy nhất giả thuyết DKDAV ảnh hưởng DM4 bị từ chối ở mức 5%.
Thử nghiệm với đề xuất khác (nhóm DM4 trước hoặc sau HPOGAP)không thay đổi kết
quả nhiều. Chú ý rằng sự thay đổi trong tỷ giá hối đoái dẫn dắt lạm phát trong chỉ số giá
sản xuất MPI chỉ ở mức 3 độ trễ và chỉ số giá bán lẻ hoàn toàn không bị tác động.
3.2.3 Tính dừng (Stationarity):
Trong phần này, yêu cầu về sự liên kết (tích phân) của dữ liệu được làm rõ. Để ước
tính mô hình VAR không giới hạn (the unrestricted VAR) (có nghĩa là không có sự chặt
chẽ đồng liên kết dài hạn)), chuỗi thời gian được giả định là có tính dừng. Bảng B2 (trong
phần phụ lục) trình bày các đặc tính. Hai kiểm định tiêu chuẩn của phương pháp kiểm
định nghiệm đơn vị (unit root test) được áp dụng, tranh luận bởi Dickey-Fuller (ADF), và
Phillips-Perron (PP). Những kiểm định này được thực hiện bắt đầu từ tháng 1 năm 1994
(trừ cung tiền M4, chỉ có từ tháng 6 năm 1994) đến tháng 5 năm 2001(nếu có). Đối với
Hiệu ứng truyền dẫn của tỷ giá hối đoái và chính sách tiền tệ ở Croatia Nhóm 4

GVHD:TS Nguyễn Khắc Quốc Bảo Page
16

loại kiểm định này, giả thuyết vô hiệu (the null hypothesis)
1
của nghiệm đơn vị đơn vị
(unit root - UR) được kiểm định dựa trên sự loại trừ tính dừng. Về nguyên tắc tất cả các
biến được quan tâm là không mang tính dừng ở các mức ý nghĩa và nhưng mang tính
dừng ở sai phân bậc nhất. Hai trường hợp ngoại lệ là chỉ số RPI và sản lượng công

nghiệp (IP) / chênh lệch sản lượng. Một bất ngờ nhỏ đó là một chuỗi dữ liệu mức giá
chung theo thời gian có thể được xem là mang tính dừng dừng, hầu hết các bằng chứng
thực nghiệm từ các nước khác nhau chỉ ra trình tự cao hơn của sự kết hợp, bao gồm tính
không dừng tiềm ẩn của tỷ lệ lạm phát, đó là sai phân bậc nhất. Các hình ảnh ấn tượng
ban đầu của tính dừng xu hướng được xác nhận bởi thực tế rằng, nếu kiểm định nghiệm
đơn vị không bao gồm một xu hướng thời gian, tính dừng bị bác bỏ. Chuỗi dự liệu IP tự
nó không biểu hiện hành vi xu hướng mạnh mẽ, và độ chênh lệch sản lượng cũng vậy,
xem biểu đồ A2 trong Phụ lục.
Trong phần đầu của điều tra thực nghiệm, mô hình VAR đệ quy (recursive VAR),
chuỗi dữ liệu sẽ được bao hàm trong sai phân bật nhất ngoại trừ chênh lệch sản lượng.
Mô hình VAR đồng liên kết (The cointegrated VAR) chỉ sử dụng ba chuỗi thời gian (tỷ
giá hối đoái và hai chỉ số giá: MPI và RPI, tại tất cả các mức ýnghĩa).
Trong phần này, chúng tôi sẽ trình bày các mô hình và kết quả báo cáo từ việc tiếp
cận mô hình VAR mang tính dừng và không mang tính dừng , VAR liên kết
4. NỘI DUNG NGHIÊN CỨU VÀ KẾT QUẢ (RESULT)
4.1 Mô hình hồi quy VAR
Theo McCarthy (2000), chúng tôi giả định trật tự đệ quy, theo đó những cú sốc trong
cung quốc tế (xấp xỉ bằng chỉ số giá cả hàng hóa HWWA) và những cú sốc trong cầu
(như là thước đo của chênh lệch sản lượng) là ngoại sinh đối với những cú sốc của tỷ giá

1
Giả thuyết vô hiệu (the null hypothesis) hay còn gọi là giả thuyết không, thường ký hiệu là Ho, tức là
một giả thuyết ngược lại với những gì mà nhà nghiên cứu tin là sự thật
Hiệu ứng truyền dẫn của tỷ giá hối đoái và chính sách tiền tệ ở Croatia Nhóm 4

GVHD:TS Nguyễn Khắc Quốc Bảo Page
17

hối đoái trong giai đoạn t. Chúng được xác định trong từng giai đoạn bằng những dự báo
của giai đoạn trước đó và sai số:

Trong đó: là lạm phát trong giá cả hàng hóa thế giới
đo lường chênh lệch sản lượng đầu ra
thay đổi trong tỷ giá hối đoái
là những cú sốc tương ứng xảy ra ở từng giai đoạn.
Cú sốc tỷ giá hối đoái này hiện diện trong dữ liệu lạm phát nội địa, đầu tiên ở cấp
độ của nhà sản xuất, và sau đó ở cấp độ bán lẻ.

Sự khác biệt chính đối với những vấn đề đặt ra nói trên là chúng tôi không bao
gồm thước đo giá nhập khẩu do thiếu dữ liệu, và không mô tả rõ hành vi của ngân hàng
trung ương. Crô-a-ti-a là một nền kinh tế mở nhỏ mà không có sức mạnh đáng kể trên thị
trường thế giới, chúng tôi kỳ vọng rằng hiệu ứng truyền dẫn trên giá nhập khẩu sẽ hoàn
toàn trong thời gian ngắn hơn. McCarthy bổ sung thêm hai biến, cụ thể là lãi suất và tăng
trưởng tồn lượng tiền (money stock growth), để phản ánh hành vi cầu tiền. Trong bài
Hiệu ứng truyền dẫn của tỷ giá hối đoái và chính sách tiền tệ ở Croatia Nhóm 4

GVHD:TS Nguyễn Khắc Quốc Bảo Page
18

nghiên cứu này, hai biến số trên không được đưa vào, vì Crotia không có một thị trường
tiền tệ đầy đủ chức năng, lãi suất sẽ không phản ánh được hành vi của loại thị trường.
Các biến sau này được tính theo cách không chuẩn xác, bởi vì cấu trúc đặc thù của cung
tiền tệ Croatia, bởi trình trạng đô la hóa đối với đồng mark Đức - DEM cao. Do đó, tồn
lượng tiền (money stock) được định nghĩa là M4 phản ánh hành vi của ngân hàng trung
ương (MO/M1) cũng như quyết định khu vực tư nhân, cả hai đều được giả định để thích
ứng với các biến nêu trên:

Bắt đầu từ mô hình VAR cấu trúc (Structural VAR - SVAR) được trình bày bởi một tập
hợp các phương trình tuyến tính động dưới dạng:

là vecto đa chiều (số chiều p = 6) chứa các biến được quan tâm
mô tả quan hệ đồng biến giữa các biến
A (L) ma trận đa thức hữu hạn trong hàm độ trễ L (lag operation)
là vector (có thể giải thích được) của phá vỡ cấu trúc, lấy từ phương trình mô tả hệ
thống (xem ở trên) với ma trận hiệp phương sai .
Các phần tử trên đường chéo chính khác 0 của B sẽ cho phép những cú sốc tác
động đến nhiều hơn một biến. Như chúng ta biết, mô hình cấu trúc không được quan sát.
Dưới những điều kiện nhẹ (mild conditions) (Nghịch đảo ), chúng ta có thể trình bày
quá trình tự hồi quy mang tính dừng p-chiều (the p-dimensional stationary autoregressive
process ) theo cách sau đây :
Hiệu ứng truyền dẫn của tỷ giá hối đoái và chính sách tiền tệ ở Croatia Nhóm 4

GVHD:TS Nguyễn Khắc Quốc Bảo Page
19


Vector VAR phần dư là n.i.i.d với ma trận phương sai - hiệp phương sai
(VCV) đầy đủ . Từ điều này, chúng ta có thể nhận ra các mối quan hệ giữa các ma
trận phương sai - hiệp phương sai VCV (không quan sát) và (quan sát) ,


Trong mẫu, ta có . Định nghĩa này đòi hỏi những hạn chế áp đặt
lên A, B. Phương pháp Cholesky decomposition, đề xuất bởi Sims (1980), là phương
pháp tốt nhất được biết đến (và tiếp theo là McCarthy (2000)). Theo chiến lược này, ma
trận A giả định là ma trận tam giác dưới, trong khi B được giả định là ma trận đường
chéo:


Trong kế hoạch này, những cú sốc xác định phụ thuộc vào sự sắp xếp biến. Đệ quy

áp đặt là những đánh giá chính đã được nêu trong cơ sở lý luận. Thật vậy, một cấu trúc đệ
quy hàm ý rằng "mức độ của nội sinh" tăng lên theo sự sắp xếp biến. Trong trường hợp
của chúng tôi, lập luận này dựa trên phương pháp Cholesky có thể bị đảo lộn: dây chuyền
sản xuất và các mô hình tham gia giới hạn hợp lý hoá một cách chính xác loại cấu trúc
này.
Hiệu ứng truyền dẫn của tỷ giá hối đoái và chính sách tiền tệ ở Croatia Nhóm 4

GVHD:TS Nguyễn Khắc Quốc Bảo Page
20

► Kết quả:
VAR ở sai phân bậc nhất được ước tính với ba độ trễ, vì sự hiện diện các yếu tố
nhiễu chuỗi thời gian hàng tháng so với quan sát hàng quý. 6 * 3 = 18 đơn vị tính toán
của các đa thức đặc trưng nằm trong vòng tròn đơn vị, do đó hệ thống ổn định. Theo
kiểm tra trực quan, phần dư của các chuỗi đưa ra một số lượng các giá trị ngoại lai có ý
nghĩa thống kê, như chúng tôi dự báo bất thường có ý nghĩa (significant non-normality).
Để kiểm tra xem liệu mô tả các dữ liệu này có phù hợp với giả định của các sai số tín
hiệu nhiễu (white noise errors), tương quan chuỗi đa biến của các số dư được tính toán.
Sử dụng phương pháp nhân tử Lagrange (Multiplier Lagrange ) (phân phối là (36)),
giả thuyết vô hiệu của sự không tự tương quan không bị bác bỏ ở mức 10% cho bất kỳ độ
trễ nào <10, ngoại trừ độ trễ 6 (có ý nghĩa tại mức 10%, nhưng không phải ở mức 5%).
Trong bảng 2 trình những thống kê chéo đơn . Do tính quá bất thường của chỉ số giá cả,
tính bình thường đa biến (multivariate normality ) bị bác bỏ ở mức ý nghĩa 5%, . Bảng
B3 trình bày ma trận tương quan số dư. Các yếu tố nằm ngoài đường chéo gần bằng 0,
như vậy không có sự tương quan đồng thời được bác bỏ bởi VAR.

Hiệu ứng truyền dẫn của tỷ giá hối đoái và chính sách tiền tệ ở Croatia Nhóm 4

GVHD:TS Nguyễn Khắc Quốc Bảo Page
21

Nhóm thức 2 của kiểm tra quan hệ nhân quả Granger được tiến hành trong mô hình VAR
ước tính (xem Bảng B4 trong phụ lục). Những thay đổi trong cung tiền M2 (Broad
money) dường như có mối quan hệ nhân quả lên chênh lệch sản lượng (output gap), giá
vật liệu ảnh hưởng đến MPI, nhưng không ảnh hưởng RPI, và sự loại trừ tỷ giá hối đoái
đồng Mark Đức và Kuna như là "nguyên nhân" cho các mức giá cả không có thể bị bác
bỏ ở mức ý nghĩa thông thường.
Bây giờ chúng ta chuyển sang phương pháp phân tích phương sai và hàm số đẩy
cho mô hình VAR ước tính. Trong khi các thể thức chia biến động trong biến nội sinh
thành những cú sốc thành phần đến các biến nội sinh trong mô hình VAR, hàm số đẩy
theo dõi các tác động của một cú sốc đến một biến nội sinh trên các biến khác thông qua
cấu trúc năng động của mô hình VAR. Phương pháp phân tích phương sai hơn mười giai
đoạn cho những thay đổi trong tỷ giá hối đoái và các chỉ số giá cả được trình bày trong
biểu đồ A4-A6. Nói chung, phương sai của cả ba biến chủ yếu là giải thích bởi sự đổi
mới tại tất cả các giới hạn. So sánh hai chỉ số giá cả cho thấy rằng những thay đổi trong
chỉ số nguyên liệu và tỷ giá hối đoái ảnh hưởng chỉ ở mức độ nào đó đến sự thay đổi
trong MPI. Thú vị là, sau này có một tác động đồng thời lên phương sai MPI. Trong
trường hợp đối với RPI, tầm quan trọng cho các biến đổi khác là không đáng kể. Điều
này khẳng định rằng chỉ số giá trung gian ở mức độ nào đó ảnh hưởng bởi những thay đổi
trong tỷ giá hối đoái, trong khi chỉ số giá bán lẻ theo định hướng người tiêu dùng không
phản ứng lại với các yếu tố bên ngoài.
Hàm số đẩy (The impulse response functions) được thể hiện trong hình A7 và A8.
Biểu đồ A7 (bằng cột) trình bày những phản ứng tới thay đổi trong tỷ giá hối đoái, lạm
phát sản xuất và lạm phát bán lẻ (manufacturing inflation and retail inflation). Các phản
ứng là hầu như không đáng kể cho bất kỳ cặp biến nào. Việc thiếu ý nghĩa thống kê này
là do ba yếu tố chính: thứ nhất, thực tế là khoảng thời gian quan sát chỉ khoảng bảy năm.
Thứ hai, quan sát là hàng tháng và do đó phải chịu một tỷ lệ tín hiệu nhiễu cao (high
signal-to-noise ratio). Thứ ba, biến động nhỏ trong dữ liệu, đặc biệt là tỷ giá hối đoái, làm
Hiệu ứng truyền dẫn của tỷ giá hối đoái và chính sách tiền tệ ở Croatia Nhóm 4

GVHD:TS Nguyễn Khắc Quốc Bảo Page
22

giảm độ chính xác trong dự báo. Trong biểu đồ A7, MPI cho thấy một phản ứng tích cực
nhưng không đáng kể với các cú sốc tỷ giá. Thay vào đó, RPI hầu như không phản ứng
tại tất cả các thay đổi của tỷ giá. Sự phản ứng có tích lũy đối với sự xáo trộn trong sai
phân bậc nhất (biểu đồ A8) đem đến một cái nhìn rõ hơn: Các ảnh hưởng mang ý nghĩa
cho tất cả các biến trong cả giai đoạn, và sự ảnh hưởng rõ ràng (nhưng hầu như không
đáng kể) có thể quan sát được ở MPI, nhưng đối với RPI thì không . Một lần nữa cho
thấy rằng rằng tỷ giá hối đoái có tác động lâu dài lên giá sản xuất. Thay vào đó, quá trình
phát triển ngắn hạn của RPI thay vì có vẻ như được dẫn dắt bởi các biến không được thiết
lập theo mô hình hiện tại.
Mặc dù những kết quả này không mang lại những xác nhận chắc chắn về về hiệu
ứng truyền dẫn ngắn hạn do thiếu các ý nghĩa thống kê, chúng được so sánh với những gì
đã được tìm thấy trong thiết lập mô hình tương tự của một số nước phát triển tự do thả
nổi bởi McCarthy (2000). Giá nhập khẩu có tác động đáng kể đến các đo lường thuận
theo mức giá cả, tuy nhiên, tỷ giá hối đoái thì không. Kết quả này có thể không được xác
thực trong thiết lập mô hình của chúng tôi, đó là chỉ số không được công bố cho Croatia.
Việc thiếu hiệu ứng truyền dẫn của tỷ giá đáng kể ( pass-through) ở giai đoạn thứ hai có
thể được hiểu đó là bằng chứng gián tiếp của các giới hạn thảo luận ở trên: do định giá
theo thị trường cũng như các ràng buộc về thể chế, chẳng hạn như các mức giá bị quản
chế
2
cho nên đã làm giảm tác động của sự truyền dẫn của tỷ giá hối đoái. Thông tin hạn
chế trong các kết quả trên cho thấy một phương pháp tiếp cận khác, có tính đến mức độ
của thông tin hiện hữu trong dữ liệu. Trong phần sau đây, chúng tôi sẽ tập trung vào các
mối quan hệ dài hạn giữa tỷ giá và chỉ số giá cuối cùng, trong trường hợp giá bán lẻ.
4.2 CÁCH TIẾP CẬN ĐỒNG LIÊN KẾT:
Cách tiếp cận đồng liên kết VAR có thể bổ sung những thông tin có giá trị vì một số
lý do. Thứ nhất, đặc tính của đồng liên kết là không đổi với sự tăng thêm của thông tin,

2
Các mức giá bị quản chế là các mức giá được hình thành do quyết định có ý thức của cá nhân hay hãng nào đó chứ
không phải do các yếu tố tác động của thị trường

Hiệu ứng truyền dẫn của tỷ giá hối đoái và chính sách tiền tệ ở Croatia Nhóm 4

GVHD:TS Nguyễn Khắc Quốc Bảo Page
23

cụ thể, nếu chuỗi thời gian không dừng đồng liên kết trong các mô hình nhỏ, nó cũng sẽ
như vậy trong các mô hình lớn hơn. Điều này cho phép ước lượng một mô hình chỉ bao
gồm tỷ giá và những mức chỉ số giá, dẫn đến các hệ số được ước lượng chính xác hơn.
Thứ 2, những cấu trúc lý thuyết tốt cho phép đặt ra những giới hạn trong ngắn và dài hạn
và cho phép phân tích cả hai loại động lực. Thứ 3, vấn đề quan hệ nhân quả Granger
được phân tích trên một khuôn khổ trực tiếp hơn. Kết quả của việc kiểm tra nguyên nhân
được kỳ vọng khác so với những kết quả trên bởi vì chỉ có 3 chuỗi thời gian được quan
tâm được đưa vào mô hình.
Những kiểm định đa chiều chỉ ra rằng khi được ước lượng với 3 độ trễ ở trên, trong sự
tương qua của hệ thống VAR đồng liên kết 3 biến ở độ trễ 1 thì có ý nghĩa tại mức 5%,
nhưng không có ý nghĩa tại độ trễ 4. Hệ thống nhỏ nhất, không có tự tương quan sai số,
thì bao gồm 4 độ trễ và cho phép định giá sơ bộ chuỗi thời gian đơn lẻ như báo cáo tại
bảng 3.

Ghi chú: r là bậc liên kết, p là số biến (3) và dgf là bậc tự do. Các mục chỉ ra kiểm định

2
có giá trị cao hơn 95% - giá trị tới hạn (

2

(dgf)), chỉ ra sự bác bỏ giả thiết rỗng
(null). Sự bác bỏ này được in đậm.
Hiệu ứng truyền dẫn của tỷ giá hối đoái và chính sách tiền tệ ở Croatia Nhóm 4

GVHD:TS Nguyễn Khắc Quốc Bảo Page
24

Chuỗi thời gian là nền tảng cho hệ thống được ước lượng và tính dừng bị bác bỏ
tất cả. Kiểm định cá biệt chỉ ra rằng trong mô hình nhỏ hơn, yếu tố ngoại sinh yếu trong
chỉ số giá trung gian MPI không thể bác bỏ trong tất cả những lựa chọn của r - độ đồng
liên kết. Kiểm tra đa chiều chỉ ra rằng không có sự tương quan ở mức quy ước tại độ trễ 1
và 4 (tương ứng p-values là 0.96 và 0.4), bình thường khi phần dư VAR một lần nữa bị
bác bỏ một cách mạnh mẽ. (ghi chú rằng hiệu lực của kết quả trong mô hình đồng liên
kết sẽ dựa vào giả định rằng sai số là i.i.d, không phải n.i.i.d Nó rất quan trọng để tính
toán sự tương quan sai số, nhưng không cần thiết cho bình thường)
Kiểm định thống kê ngẫu nhiên ARCH không có ý nghĩa. Do đó, mô hình dường
như đã được xác định rõ. Cho nên, VAR đồng liên kết được ước lượng làm tăng tính
ngoại lai của MPI. Chú ý rằng yếu tố ngoại sinh của MPI thấp hơn kiểm đinh tương quan
một chút (0.86 và 0.18). Sự tương quan đồng thời giữa hai biến nội sinh là -0.032. Khảo
sát một hệ thống nhỏ hơn chỉ bao gồm tỷ giá và MPI, kết quả là không có sự đồng liên
kết từ 2 yếu tố này.
Thiết lập mô hình:
Mô hình đồng liên kết VAR (k) có thể thể hiện ở dạng chỉnh sửa sai lệch (ECM) như sau:

Xt là quá trình tự hồi quy p chiều, k là độ trễ, ε
t
là sai số i.i.d với mức ý nghĩa 0 và
phương sai Ω, và D
t
bao gồm những biến giả liên quan và

mùa vụ. Theo giả định I(1) rằng bậc∏= r<p, chúng ta có thể phân tích ∏ = αβ’ trong đó
α, β là ma trận p x r bậc r, và có hạng đầy đủ (p-r), là phần bù trực giao của
α, β và Xu hướng bị giới hạn để đạt đến khoảng cách đồng liên kết, đó là
, vì chúng ta không theo dõi xu hướng toàn phương trong dữ liệu. Sự thể hiện
Hiệu ứng truyền dẫn của tỷ giá hối đoái và chính sách tiền tệ ở Croatia Nhóm 4

GVHD:TS Nguyễn Khắc Quốc Bảo Page
25

số bình quân di động của I(1) này xác định quá trình tạo ra dữ liệu cho X
t
như công thức
của sai số 
t
, giá trị ban đầu A
0,
và biến trong D
t
. Điều này được đưa ra bởi:

Trong đó ma trận ảnh hưởng . C
*
(L) là một đa thức hữu hạn trong
toán tử trễ L, A
0
là một công thức của những giá trị đầu.
Những vector đồng liên kết được ước lượng bằng hồi quy giáng cấp của ΔX
t
trong (X
t-1,t

),
được chỉnh sửa những khác biệt do trễ và hằng số, xem Johansen (1996), Theorem 6.2.
Mô hình ước lượng thể hiện 84 quan sát và mang một xu hướng bị giới hạn khoảng cách
đồng liên kết như các biến giả cố định và theo mùa, để lại 58 bậc tự do.
►Kết quả:
Thống kê kiểm tra vết cho hạng đồng liên kết được báo cáo trong bảng 4 được ước lượng
sử dụng quá trình hợp lý cực đại thông tin hoàn chỉnh của Johansen.
Bảng 4: Kiểm tra Bậc đồng liên kết:

H
0
λ
i
Trace Trace95
r = 0
r < 1
0.271
0.131
38.28
11.79
25.47
12.39

Giả định r=0 bị bác bỏ, trong khi giả định thứ 2 thì không. Những bằng chứng cho r=1 có
thể được lấy từ hệ số điều chỉnh được ước lượng α, hệ số cũng chỉ ra sự điều chỉnh có ý
nghĩa (trong mức độ của hiệu chỉnh sai số) chỉ trong vector đồng liên kết đầu tiên.