Thuyết trình Exchange Rate pass-through and monetary policy in Croatia

G VHD: TS . NG UYỄN KHẮC Q UỐ C BẢO
THỰ C HIỆ N : NHÓ M 8 – NH ĐÊM 4 – K2 1
THÀNH V IÊN: TRẦN NAM HẢI
NG UYỄ N T HỊ THÚY VÂN
NG UYỄ N T HỊ C HÂU LO A N
LÊ NG U YỄN Q U Ố C T RUNG
EXCHANGE RATE PASS-THROUGH AND
MONETARY POLICY IN CROATIA
Trường Đại học Kinh tế Thành phố Hồ Chí Minh
Viện đào tạo sau đại học
Khoa Tài Chính Doanh Nghiệp
GIỚI THIỆU
1
TỔNG QUAN LÝ THUYẾT
2
VẤN ĐỀ DỮ LIỆU3
PHÂN TÍCH THỰC NGHIỆM4
KẾT LUẬN
5
EXCHANGE RATE PASS - THROUGH AND
MONETARY POLIICY IN CROATIA
GIỚI THIỆU
 Bối cảnh thực hiện bài nghiên cứu:

Chính sách tỷ giá mục tiêu thắt chặt đã rất thành công trong việc chấm dứt siêu
lạm phát và ổn định nền kinh tế Croatia vào giữa những năm 1990 và giữ lạm
phát thấp trong suốt thời kỳ sau chiến tranh đầu những năm 1990. Tuy nhiên,
Luật Ngân hàng Quốc gia mới của Croatia thay đổi mục tiêu là nhằm vào ổn
định giá cả, giảm sự tập trung vào tỷ giá hối đoái bằng chính sách “tỷ giá thả
nổi có quản lý”.


Trong khi Croatia là một quốc gia đô la hóa mạnh, với tài sản thay thế phổ biến
rộng rãi và một số chỉ số hóa tỷ giá hối đoái, thì việc lựa chọn chính sách tỷ giá
thả nổi có quản lý là phù hợp đối với nền kinh tế Croatia không. Và một vấn đề
đặt ra ở đây đó là, có thể hay không việc ủng hộ cho sự thay đổi chính sách tiền
tệ ở Croatia?
GIỚI THIỆU
 Mục tiêu của bài nghiên cứu:
Từ vấn đề đặt ra ở trên, mục tiêu của bài nghiên cứu là: “Nghiên cứu tác động
truyền dẫn của tỷ giá hối đoái đến lạm phát ở quốc gia Croatia”.

Cụ thể là phân tích tác động của tỷ giá hối đoái đến 2 chỉ số giá nội địa:
- Chỉ số giá sản xuất (MPI)
- Chỉ số giá bán lẻ (RPI)
 Loại hình nghiên cứu:
Nghiên cứu thực nghiệm
Nỗi lo sợ thả nổi
 Tác giả nêu lên vấn đề đối với nền kinh tế đô la hóa như Croatia
đó là một nỗi lo cho việc thả nổi tỷ giá có thể dẫn đến siêu lạm
phát như thời kỳ chiến tranh những năm 90.

Croatia là một ví dụ nổi bật của nổi lo sợ thả nổi tỷ giá hối đoái.
Các phản ứng chính sách của CNB trong giai đoạn siêu lạm phát
thời kỳ chiến tranh những năm đầu 1990 là neo chặt đồng tiền vào
đồng Mark Đức. Ngay cả sau khi ổn định đạt được trong năm
1994, chính sách tiền tệ vẫn được duy trì theo hướng chú trọng
đến tỷ giá hối đoái.
Nỗi lo sợ thả nổi
 Khi so sánh Croatia với các nền kinh tế chuyển đổi khác với sự
chỉnh sửa tỷ giá hối đoái tương tự như nước cộng hòa Séc,
Slovakia, Romania, tất cả như Croatia, với chính sách tỷ giá “thả

nổi có quản lý” trong đề án phân loại của IMF và neo linh hoạt như
Hungary trong giai đoạn lịch sử về sự mất giá đồng tiền liên tục từ
năm 1994 ở 3 nước (Slovenia, Romania, Hungary) (với sự quản lý
chặt hơn của Slovenia và Hungary), thì đồng tiền Croatia, cũng như
CH Séc và Slovakia, đã khá ổn định theo thời gian và ngay cả trong
nhóm này sự biến động của nó đã được làm dịu đi (biến động nhẹ)
một cách rõ rệt. Trong đó Croatia có tỷ giá hối đoái biến động ổn
định nhất.
Nỗi lo sợ thả nổi
Nỗi lo sợ thả nổi

Điều gì thúc đẩy nỗi lo sợ hãi thả nổi? Quan trọng nhất là mối quan tâm
hậu quả của đô la hóa mà là phổ biến tại Croatia. Tiền gửi ngoại tệ nhiều
hơn 60% tiền mở rộng, một tỷ lệ phần trăm lớn hơn nhiều so với các nước
còn lại được khảo sát (CH Séc, Romani, Slovakia, Slovenia, Hungary).
Ngoại tệ được sử dụng như là một phương tiện thanh toán. Hiện tượng
này tương tự như thời kỳ cuộc chiến tranh đầu những năm 90 mà cả
Croatia và nước láng giềng Slovenia đều mắc phải. Trong khi tình trạng
chiến tranh nhanh chóng kết thúc ở Slovenia và sự tàn phá là tương đối
nhỏ, cuộc chiến tranh Croatia tiếp tục cho đến năm 1995 và được đi kèm
với bất ổn kinh tế rộng lớn và siêu lạm phát. Ngay cả sau khi ổn định kinh
tế vĩ mô đã đạt được trong năm 1994, đô la hóa tiếp tục lan rộng cho đến
năm 1998, và có sự sụt giảm không đáng kể từ đó.
Nỗi lo sợ thả nổi
Nỗi lo sợ thả nổi
 Ngày nay, đô la hóa ở Croatia chủ yếu được thúc đẩy bởi sự thay
thế tài sản, chẳng hạn người dân nắm giữ một tỷ lệ lớn các khoản
tiết kiệm của họ bằng ngoại tệ và ngân hàng cung cấp các khoản
cho vay vừa được tính bằng ngoại tệ vừa được chỉ số hóa theo
ngoại tệ. Sự quan sát ngẫu nhiên cho thấy rằng nhiều mức giá, chủ

yếu là tài sản và hàng tiêu dùng lâu bền, đều được chỉ số hóa bằng
tỷ giá hối đoái. Điều này sẽ tranh luận cho một hệ số truyền dẫn
lớn.
TỔNG QUAN LÝ THUYẾT
 Tác giả trình bày lý thuyết hiệu ứng truyền dẫn để làm rõ hơn về cơ
chế tác động của tỷ giá hối đoái đến các chỉ số giá cả.

Bên cạnh đó tác giả cũng trình bày kết quả của một vài nghiên cứu
trước để làm cơ sở và nền tảng cho việc lựa chọn các chỉ số giá đưa
vào phân tích trong nghiên cứu này.

Trong nghiên cứu này tác giả đề cập đến lý thuyết hiệu ứng truyền dẫn
của tỷ giá hối đoái:
+ Hiệu ứng truyền dẫn hoàn toàn: là khi tỷ giá thay đổi 1% thì chỉ số
giá nội địa thay đổi 1%.
+ Hiệu ứng truyền dẫn không hoàn toàn: tỷ lệ thay đổi của chỉ số giá
nội địa không tương ứng với tỷ lệ thay đổi của tỷ giá hối đoái.

Tuy nhiên, theo tác giả thì rất ít nghiên cứu phân tích hiệu ứng truyền
dẫn hoàn toàn. Thay vào đó, có nhiều nghiên cứu phân tích hiệu ứng
truyền dẫn không hoàn toàn. Ví dụ như:
TỔNG QUAN LÝ THUYẾT

Nghiên cứu của Goldberg và Knetter, 1997, “GOODS PRICES AND
EXCHANGE RATES – WHAT HAVE WE LEARN?”

Khảo sát lý thuyết về hiệu ứng truyền dẫn của tỷ giá với giá nhập khẩu,
gồm
- Mô hình cơ bản của lý thuyết hiệu ứng truyền dẫn (ERPT).
- Mở rộng các phân tích ERPT: tính dừng, sự điều chỉnh năng động,

tính tương thích của các biến… trong các nghiên cứu của Wing
Woo(1989), Peter Hooper và Catherine Mann (1989)…
 Nghiên cứu đã chỉ ra rằng giá của hàng hóa nhập khẩu tại nước
nhập khẩu không phản ứng hoàn toàn với sự thay đổi tỷ giá.
Vấn đề đặt ra là tại sao hiệu ứng truyền dẫn có thể không hoàn toàn?
TỔNG QUAN LÝ THUYẾT
Tổng quan các nghiên cứu trước đó
 Dornbusch , 1987, “Exchange Rates and Prices”

Dựa trên giả thuyết: Đồng Đô la Mỹ được đánh giá cao, trong
ngắn hạn lương và số lượng các DN không đổi, tác giả nghiên
cứu sự thay đổi giá của một nhóm các hàng hóa công nghiệp, cho
thấy rằng sự thay đổi tỷ giá có thể có ảnh hưởng lớn đến giá cả
của hàng hóa trong ngành này nhưng lại không có ảnh hưởng
đáng kể ở một lĩnh vực khác tùy thuộc vào mức độ độc quyền thị
trường (hàng hóa khác biệt, mức độ cạnh tranh của các công ty
trong nước và nước ngoài).

Như vậy: hiệu ứng không hoàn toàn trong truyền dẫn tỷ giá có
thể được giải thích bởi sự cạnh trạnh không hoàn hảo.
Tổng quan các nghiên cứu trước đó
 Krugman , 1987, “Pricing to market when the exchange rate
changes”

Nghiên cứu đi vào phân tích các chứng cứ của việc định giá theo
thị trường – được định nghĩa là việc duy trì hoặc nâng giá hàng
hóa xuất khẩu vào thị trường Mỹ của các nhà cung cấp nước
ngoài khi giá trị đồng USD tăng, nghĩa là khi một đồng tiền được
định giá cao, giá cả của hàng hóa nhập khẩu thực ra giảm rất ít.


Như vậy, khi có hiện tượng “pricing to market” sự thay đổi trong
tỷ giá sẽ không thể có được hiệu ứng truyền dẫn hoàn toàn đến
giá nhập khẩu.
Tổng quan các nghiên cứu trước đó
 Gosh and Wolf, 2001, “Imperfect Exchange Rate Pass-
Through: Strategic Pricing and Menu Costs”

Nghiên cứu này chỉ ra hiệu ứng truyền dẫn ngắn hạn không hoàn
toàn cũng có thể xảy ra từ những chi phí thực đơn.

Bên cạnh lý thuyết hiệu ứng truyền dẫn, tác giả cũng trình bày
một vài kết quả của các nghiên cứu trước đó để làm cơ sở và nền
tảng cho việc lựa chọn các chỉ số giá đưa vào phân tích trong
nghiên cứu này.
 McCarthy, 2000, “Pass-Through of Exchange Rates and
Import Prices to Domestic Inflation in Some Industrialized
Economies”

Bài báo này nghiên cứu tác động của tỷ giá lên giá nhập khẩu và chỉ
số giá sản xuất PPI và chỉ số giá tiêu dùng CPI trong các nền kinh tế
công nghiệp được lựa chọn

TGHĐ có ảnh hưởng không đáng kể đến lạm phát giá cả trong nước
trong khi giá nhập khẩu có tác động mạnh mẽ hơn. Sự truyền dẫn tác
động mạnh hơn ở những nước có nhập khẩu lớn và phụ thuộc nhiều
vào tỷ giá và giá nhập khẩu.
Tổng quan các nghiên cứu trước đó

Dữ liệu:
- Dữ liệu hàng tháng được lấy từ cơ sở dữ liệu IFS của IMF hoặc

từ CNB.
- Mẫu quan sát bắt đầu từ tháng 01/1992, tuy nhiên mô hình có
phần hạn chế bắt đầu 01/1994, bởi sự ổn định chỉ có được trước
cuối năm 1993 và kết thúc vào tháng 01/2001.
VẤN ĐỀ DỮ LIỆU

Quan hệ nhân quả Granger:
Kiểm định H
0
(tức là không có mối quan hệ nhân quả)
Không có mqh nhân quả từ sự thay đổi DM4 đến HPOGAP bị
bác bỏ hoàn toàn tại mọi độ trễ
Những thay đổi trong DRPI giúp giải thích HPOGAP
Giả thuyết cho rằng HPOGAP không có quan hệ nhân quả
Granger với HWWA hoàn toàn bị bác bỏ
Phù hợp với mô hình chuỗi phân phối được lựa chọn như là cấu
trúc tự hồi quy của mô hình thực nghiệm
Một thứ tự được đề xuất :
DHWWA

HPOGAP

DKDAV

DMPI

DRPI

DM4
VẤN ĐỀ DỮ LIỆU

Bảng B1: kiểm định nhân quả theo cặp Granger trên sai phân bậc 1 chuỗi thời gian.

Tính dừng:
- Sử dụng ADF ( Dickey-Fuller) & PP (Philips-Person)
- Về nguyên tắc tất cả các biến quan tâm đều không có tính dừng
ở nhiều mức độ, nhưng có tính dừng ở sai phân bậc nhất
VẤN ĐỀ DỮ LIỆU
Bảng B2 : kiểm định nghiệm đơn vị
1. PHƯƠNG PHÁPTỰ HỒI QUY
Thiết lập:Theo McCarthy (2000), chúng ta thừa nhận sự sắp xếp trong công thức
tự hồi quy, dưới những cú sốc về phía cung thế giới và những cú sốc về phía cầu
là những cú sốc ngoại sinh đến tỷ giá hối đoái trong giai đoạn t.Chúng được xác
định trong mỗi giai đoạn theo kỳ vọng của thời kỳ trước đó kèm một sai số:
1
( )
wp wp wp
t t t
t
E
  

 
1
1
( )
w p y
t t t t
t
y E y a
 


  
1 2
1
( )
wp y e
t t t t t
t
e E e b b
  


     
PHÂN TÍCH THỰC NGHIỆM
1 2 3
1
( )
mpi mpi wp y e mpi
t t t t t t
t
E c c c
     


    
1 2 3 4
1
( )
rpi rpi wp y e mpi rpi
t t t t t t t

t
E d d d d
      


     
1 2 3 4 5
1
( )
wp y e mpi rpi m
t t t t t t t t
t
m E m e e e e e
     
 

        
Cú sốc tỷ giá này sau đó dẫn đến lạm phát trong nước, đầu tiên là giá cả nhà sản
xuất và tiếp theo giá bán lẻ.
Cung tiền chính là M4, do đó, phản ánh hành vi của ngân hàng trung ương
(M0/M1) cũng như quyết định của khu vực tư nhân, cả hai đều được giả định là
phù hợp với các biến được đề cập ở trên
1. PHƯƠNG PHÁPTỰ HỒI QUY
PHÂN TÍCH THỰC NGHIỆM
Bắt đầu từ một hình thức cấu trúc đại diện bởi một tập hợp các phương trình tuyến
tính của dạng chuẩn tắc
Dưới những điều kiện nhẹ (A
0
khả nghich), chúng ta có thể thể hiện p-chiều của
quá trình tự hồi quy tĩnh của X

t
theo cách dưới đây (lược giảm về hình thức):
0 1
( )
t t t
A X A L X B


 
1
0 1
( )
t t t
X A A L X e


 
1. PHƯƠNG PHÁPTỰ HỒI QUY
Phân tích thực nghiệm
PHÂN TÍCH THỰC NGHIỆM