phản ứng của tỷ giá hối đoái trước cú sốc chính sách tiền tệ,ứng dụng mô hình dsge và svar cho việt nam

Mã số: …………….
PHẢN ỨNG CỦA TỶ GIÁ HỐI ĐOÁI TRƢỚC
CÚ SỐC CHÍNH SÁCH TIỀN TỆ,
ỨNG DỤNG MÔ HÌNH DSGE VÀ SVAR CHO VIỆT NAM
1




1

TÓM TẮT ĐỀ TÀI
Lý do chọn đề tài
Việt Nam trong quá trình hội nhập với nền kinh tế toàn cầu, hoạt động xuất
khẩu, nhập khẩu hàng hóa,dịch vụ ngày càng phát triển, tăng trƣởng với tốc độ cao dù
kinh tế quốc gia cũng nhƣ tình hình thế giới đang phải đối mặt với nhiều khó khăn.
Thị trƣờng ngoại hối hình thành và ngày càng phát triển, Việt Nam đã tăng lƣợng dự
trữ ngoại hối lên cao. Để kiểm soát lạm phát, ngân hàng nhà nƣớc thực hiện các chính
sách thắt chặt tiền tệ
Trong tình hình đó, việc xem xét sự biến động của tỷ giá hối đoái là rất quan
trọng trong chính sách tiền tệ của mỗi quốc gia chính vì vậy, đề tài này muốn hƣớng
tới các phản ứng của tỉ giá hối đoái trƣớc cú sốc chính sách tiền tệ nhằm mô tả một
cách xác thực nhấttrong việcsử dụng các công cụ hữu ích về kinh tế lƣợng
Mục tiêu nghiên cứu
Bài viết tập trung vào phân tích trƣờng hợp nền kinh tế nhỏ mở thông quan mô
hình DSGE.Ƣớc lƣợng các tham số của mô hình và tập trung vào hàm phản ứng đẩy
để xem xét đến tác động của các cú sốc kinh tế ngoại sinh đến nền kinh tế nhƣ thế nào.
Ngoài ra,bài viết còn xem xét thêm sự phù hợp trong việc sử dụng các mô hình
VAR để mô phỏng lại các phản ứng của các biến kinh tế khi phải đối mặt với các cú
sốc tỷ giá thƣơng mại, công nghệ, lạm phát thế giới, sản lƣợng thế giới và đặt biệt là
cú sốc chính sách tiền tệ -xem xét sự truyền dẫn của tỷ giá hối đoái .
Tìm kiếm một công cụ hiệu quả để thực hiện các chính sách vĩ mô, nhóm
chúng tôi đã tiến hành thực hiện mô hình DSGE đang đƣợc sử dụng phổ biến ở các
ngân hàng trung ƣơng của nhiều nƣớc trên thế giới.
Phƣơng pháp nghiên cứu
Bài viết xây dựng mô hình DSGE cho nền kinh tế nhỏ mở theo cách tiếp cận
của Bayesian với các biến kinh tế. Sau đó dựa vào các biến quan sát: lỗ hổng sản
lƣợng (output gap), lạm phát, lãi suất danh nghĩa, thay đổi tỷ giá hối đoái danh nghĩa
và tỷ giá thƣơng mại để ƣớc lƣợng các tham số cho các biến của mô hình DSGE. Xây
2

dựng phân phối tiên nghiệm cho các tham số chƣa biết của mô hình. Từ các biến quan
sát, xây dựng phƣơng trình likelihood cùng với phân phối tiên nghiệm thiết lập từ
trƣớc để xác định các phân phối hậu nghiệm cho các tham số. Cuối cùng, dựa vào
phƣơng pháp Monter Carlo và Markov chain Monte Carlo (MCMC) để tóm tắt thống
kê lại phân phối hậu nghiệm của tham số. Từ các kết quả trên, chúng tôi ƣớc lƣợng
hàm phản ứng đẩy (IRF) xem xét phản ứng của các biến trƣớc tác động của các cú sốc
kinh tế vĩ mô.
Sau đó chúng tôi ƣớc lƣợng thêm các mô hình VAR Recursive với cách thiết
lập thay đổi trật tự của các biến để có đƣợc hàm IRF. Sau đó đem so sánh với hàm
IRF từ mô hình DSGE để lựa chọn mô hình VAR Recursive có thiết lập phù hợp để
xem xét phản ứng của các biến trƣớc tác động của cú sốc thắt chặt chính sách tiền tệ.
Nội dung nghiên cứu
Bài viết dựa trên ý tƣởng của ba bài nghiên cứu chính: Lubik, T.A.,
Schorfheide, F., 2007. ―Do central banks respond to exchange rate move-ments? A
structural investigation‖, Jarkko P. Jääskelä, David Jennings (2011): ―Monetary policy
and the exchange rate: Evaluation of VAR models‖ và gần đây nhất Tingguo
Zheng,Huiming Guo (2013): ―Estimating a small open economy DSGE model with
indeterminacy: Evidence from China‖.
Chúng tôi ƣớc lƣợng mô hình DSGE với 5 biến quan sát để có đƣợc các tham
số của mô hình, ƣớc lƣợng hàm phản ứng đẩy và phân rã phƣơng sai để xem xét sự tác
động của những cú sốc kinh tế vĩ mô đến nền kinh tế của Việt Nam.
Sau khi có đƣợc hàm IRF của DSGE chúng tôi tiếp tục ƣớc lƣợng mô hình
VAR theo hai dạng: VAR đệ quy (recursive VAR) và VAR dấu hiệu hạn chế (sign-
restricted VAR). Trong VAR đệ quy, chúng tôi thiết lập các cách áp đặt khác nhau. Từ
đó ƣớc lƣợng đƣợc các hàm IRF của các mô hình VAR sau đó xem xét với hàm IRF
đã ƣớc lƣợng trƣớc đó của DSGE cùng với những vấn đề puzzle xuất hiện (nếu có) để
nhân định về mô hình VAR.
Đóng góp của đề tài
3

Xây dựng đƣợc một mô hình DSGE cơ sở để so sánh và có thể đƣợc sử dụng
để đánh giá phần nào tình hình kinh tế của Việt Nam. Ƣớc lƣợng hàm IRF xem xét
phản ứng và mức độ phản ứng, thời gian trở về trạng thái ổn định của các yếu tố kinh
tế vĩ mô khi chịu tác động của các cú sốc trong nƣớc và thế giới.
Xây dựng mô hình VAR theo nhiều cách áp đặt trật tự khác nhau đối với VAR
đệ quy và áp đặt dấu phản ứng của các biến trong mô hình VAR dấu hiệu hạn chế.
Hƣớng phát triển của đề tài
Trong mô hình DSGE vẫn tồn tại nhiều tham số không thật sự phản ánh đƣợc
tình hình Việt Nam. Thứ nhất :do khách quan vì nhiều hạn chế về dữ liệu (độ dài, tín
tin cậy) và cách phân tích lựa nên mô hình không tránh khỏi những sai sót về mặt kỹ
thuật và phƣơng pháp và đồng thời do hạn chế chủ quan của chúng tôi chƣa thể nắm
bắt đƣợc những tinh túy trong mô hình và khai thác để sử dụng phù hợp. Thứ hai: Các
tham số khi đƣa vào tiền nghiệm thì không hoàn toàn giống nhau ở các quốc gia,việc
đƣa vào hàng loạt từ mô hình của Trung Quốc cũng khiến cho mô hình của chúng tôi
không thật sự làm đúng, tốt nhƣ những gì chúng tôi mong muốn. Thứ ba, chúng ta
không thể xem những tác động của các biến nƣớc ngoài nhƣ một biến ngoại sinh thật
sự vì trong điều kiện hội nhập hiện nay, tất cả các quốc gia đều cần phải xem xét đến
mọi biến động không chỉ trong nƣớc mà còn trên thế giới, và những biến động đó đã
và nên đƣợc đƣa vào mô hình khi ƣớc lƣợng để có đƣợc một cái nhìn tổng quan và
toàn diện hơn.Thứ tƣ, có nhiều mô hình đƣợc sử dụng để ƣớc lƣợng các yếu tố vĩ mô,
việc làm của chúng tôi chỉ quan sát đƣợc một vài khía cạnh, và có thể có nhiều
phƣơng pháp phù hợp hơn với tình hình của Việt Nam. Cuối cùng, hiện nay nhiều nhà
nghiên cứu đã xây dựng phát triển và hoàn thiện mô hình DSGE, có nhiều hƣớng
nghiên cứu nhƣ áp đặt giá trị tham số rồi ƣớc lƣợng hay để mô hình tự ƣớc lƣợng
tham số hoặc cả hai.
Từ đó, chúng tôi hƣớng đến việc mở rộng mô hình thêm các biến nƣớc ngoài
nhƣ một biến nội sinh để xem xét phản ứng của nền kinh tế nhƣ thế nào trƣớc cả cú
sốc trong và ngoài nƣớc toàn diện hơn. Tiếp theo,tìm kiếm những nguyên nhân dẫn
4

đến các puzzle và cải thiện mô hình VAR để hạn chế bớt những nguyên nhân do vấn
đề kỹ thuật.
1

MỤC LỤC
DANH MỤC TỪ VIẾT TẮT 3
DANH MỤC BẢNG 5
DANH MỤC HÌNH 6
1. TỔNG QUAN VỀ CÁC NGHIÊN CỨU TRƢỚC ĐÂY 8
1.1. Các nghiên cứu về chính sách tiền tệ: 8
1.1.1. Jonathan Kearns and Phil Manners (2005) 8
1.1.2. John B. Taylor (2001): 11
1.2. Các lý thuyết về vấn đề puzzle 15
1.3. Các nghiên cứu dùng mô hình VAR xem xét tỷ giá hối đoái và các puzzle 17
1.3.1. Almuth Scholl, Harald Uhlig (2008) 17
1.3.2. Almuth Scholl, Harald Uhlig (2009) 19
1.4. Các mô hình DSGE trong thực nghiệm: 22
1.4.1. Jarkko P. Jääskelä, David Jennings 22
1.4.2. Thomas A. Lubika, Frank Schorfheide 27
1.4.3. Tingguo Zheng, Huiming Guo (2013) 28
2. PHƢƠNG PHÁP NGHIÊN CỨU 29
2.1. Các lý thuyết và xây dựng mô hình DSGE 29
2.1.1. Lịch sử và lý thuyết của mô hình DSGE 29
2.1.2. Các trƣờng phái trong mô hình DSGE 29
2.1.3. Các bƣớc xây dựng cơ bản của mô hình DSGE 31
2.1.4. Tổng quan về giải pháp cho mô hình DSGE: 33
2.2. Mô hình Structural Vector Autoregression (SVAR) 33
2.2.1. Tổng quan mô hình VAR 33
2.2.2. Phƣơng pháp uớc lƣợng SVAR 35

2

2.2.3. Hàm phản ứng đẩy và Phân rã phƣơng sai 36
3. MÔ HÌNH DSGE CHO NỀN KINH TẾ NHỎ MỞ VÀ ƢỚC LƢỢNG CHO
VIỆT NAM 37
3.1. Mô hình DSGE cho nền kinh tế nhỏ mở SOE: 37
3.1.1. Mô hình nền kinh tế nhỏ mở cụ thể hóa 38
3.1.2. Giải pháp về số (Numerical) : 40
3.2. Ƣớc lƣợng mô hình DSGE cho Việt Nam 41
3.2.1. Xây dựng phƣơng trình đo lƣờng : 41
3.2.2. Mô tả dữ liệu 42
3.3. Lựa chọn tiên nghiệm 47
3.4. Kết quả ƣớc lƣợng 49
3.5. Phân tích hàm phản ứng đẩy 52
3.6. Phân tích phân rã phƣơng sai 56
4. KẾT QUẢ TỪ MÔ HÌNH VAR 57
4.1. VAR đệ quy theo các cách áp đặt 57
4.2. VAR hạn chế dấu hiệu 63
5. KẾT LUẬN 65
TÀI LIỆU THAM KHẢO 1
PHỤ LỤC A: KẾT QUẢ KIỂM ĐỊNH TÍNH DỪNG. 5
PHỤ LỤC B: PHÂN PHỐI TIÊN NGHIỆM VÀ HẬU NGHIỆM CỦA THAM SỐ 7
PHỤ LỤC C: THÔNG TIN KỸ THUẬT THỰC HIỆN ƢỚC LƢỢNG DSGE 8
PHỤ LỤC D: PHƢƠNG PHÁP ƢỚC LƢỢNG THAM SỐ 9
PHỤ LỤC E: THUẬT TOÁN DẤU HIỆU HẠN CHẾ – SIGN RESTRICTIONS . 11


3

DANH MỤC TỪ VIẾT TẮT

DSGE Dynamic stochastic general equilibrium
Mô hình cân bằng động tổng thể ngẫu nhiên
VAR Vector Auto-Regression
Tự hồi quy Vectơ
GDP Gross Domestic Product
Tổng sản phẩm quốc nội
ECB European Central Bank
Ngân hàng trung ƣơng Châu Âu
UIP Uncovered Interest Rate Parity
Ngang giá lãi suất không phòng ngừa
PPP Purchasing Power Parity
Ngang giá sức mua
REER Real Effective Exchange Rate
Tỷ giá hối đoái thực hiệu lực
NEER Nominal Effective Exchange Rate
Tỷ giá hối đoái hiệu dụng danh nghĩa
IRF Impulse Response Function
Hàm phản ứng đẩy
SOE Small Open Economy
Nền kinh tế nhỏ, mở
CPI Consumer Price Index
4

Chỉ số giá tiêu dùng
AR Auto Regressive
Tự hồi quy
MCMC Markov chain Monte Carlo
IMF International Monetary Fund
Quỹ tiền tệ quốc tế
SBV State Bank of Vietnam

Ngân hàng nhà nƣớc Việt Nam
SVAR Structural VAR

5

DANH MỤC BẢNG

Bảng 1: Tập hợp sự kiện của Úc, Canada, New Zealand, Anh. 8
Bảng 2: Dữ liệu của Úc, Canada, New Zealand, Anh. 9
Bảng 3: Nguồn dữ liệu sơ cấp của mô hình 43
Bảng 4: Kiểm định tính dừng cho các biến quan sát 47
Bảng 5: Phân phối tiên nghiệm của các tham số 49
Bảng 6: Kết quả ƣớc lƣợng hậu nghiệm của các tham số 52
Bảng 7: Phân rã phƣơng sai theo các cú sốc cơ sở 56
Bảng 8: Áp đặt dấu hiệu trong mô hình VAR dấu hiệu hạn chế 63


6

DANH MỤC HÌNH
Hình 1: Tập hợp kết quả 4 loại tiền tệ: Đô la Úc, đô la Canada, đô la New Zealand và
đồng Bảng Anh. 10
Hình 2: Một cách điệu hóa của ―delayed overshooting puzzle‖. 15
Hình 3: Một cách điệu hóa của ―forward discount puzzle‖. 16
Hình 4: Một cách điệu hóa của ―exchange rate puzzle‖. 16
Hình 5: Bằng chứng ―delayed overshooting puzzle‖ theo cách áp đặt thứ nhất 18
Hình 6: Bằng chứng ―delayed overshooting puzzle‖ theo cách áp đặt thứ hai. 19
Hình 7:Úc: Phản ứng với cú sốc chính sách tiền tệ,dùng VAR cấu trúc. 20
Hình 8:Canada: Phản ứng với cú sốc chính sách tiền tệ,dùng VAR cấu trúc. 21
Hình 9:New Zealand: Phản ứng với cú sốc chính sách tiền tệ,dùng VAR cấu trúc. 21

Hình 10: Thụy Điển: Phản ứng với cú sốc chính sách tiền tệ,dùng VAR cấu trúc. 22
Hình 11: Hàm IRF trƣớc cú sốc chính sách tiền tệ của DSGE. 24
Hình 12: Hàm IRF trƣớc cú sốc chính sách tiền tệ của áp đặt 1của VAR đệ quy. 25
Hình 13: Hàm IRF trƣớc cú sốc chính sách tiền tệ của áp đặt 2 của VAR đệ quy. 25
Hình 14: Hàm IRF trƣớc cú sốc chính sách tiền tệ của VAR dấu hiệu hạn chế. 26
Hình 15: GDP thực (giá so sánh năm 1994) 44
Hình 16: Đồ thị lãi suất chiết khấu từ 2000 – 2011 theo quý 45
Hình 17: REER, NEER và tỷ giá USDVND theo thời gian. 46
Hình 18: Hàm phản ứng đẩy của DSGE. 54
Hình 19: Hàm phản ứng đẩy của DSGE dƣới tác động của cú sốc chính sách tiền tệ 55
Hình 20. VAR đệ quy áp đặt 1 57
Hình 21. VAR đệ quy áp đặt 2 59
Hình 22. VAR đệ quy áp đặt 3 61
Hình 23: Phân phối IRF mô hình VAR dấu hiệu hạn chế 64
7

Hình 24: 20 phản ứng gần với trung vị nhất mô hình VAR dấu hiệu hạn chế 64
Hình 25: Phân phối tiên nghiệm và phân phối hậu nghiệm của các tham số. 7

8

1. TỔNG QUAN VỀ CÁC NGHIÊN CỨU TRƢỚC ĐÂY
1.1. Các nghiên cứu về chính sách tiền tệ:
1.1.1. Jonathan Kearns and Phil Manners (2005)
―The impact of monetary policy on the exchange rate: a study using
intraday data‖
Bài nghiên cứu này sử dụng dữ liệu nội nhật (intraday data) để ƣớc lƣợng hiệu
ứng của sự thay đổi chính sách tiền tệ lên tỷ giá hối đoái. Tác giả sử dụng nghiên cứu
sự kiện (event study) với một số thời kỳ đƣợc lựa chọn cẩn thận cho bốn quốc gia
(Australia, Canada, New Zealand và Vƣơng quốc Anh – đây là các quốc gia mà chính

sách tiền tệ không tập trung vào tỷ giá hối đoái và quyết định đƣợc đƣa ra trƣớc khi nó
đƣợc thi hành) để đảm bảo rằng sự thay đổi trong chính sách tiền tệ là yếu tố ngoại
sinh của tỷ giá hối đoái.
Thiết lập sự kiện
Bảng 1: Tập hợp sự kiện của Úc, Canada, New Zealand, Anh. Nguồn: Jonathan
9

Kearns and Phil Manners (2005): ―The impact of monetary policy on the exchange
rate: a study using intraday data‖
Dữ liệu

Bảng 2: Dữ liệu của Úc, Canada, New Zealand, Anh. Nguồn: Jonathan Kearns
and Phil Manners (2005): ―The impact of monetary policy on the exchange rate: a
study using intraday data‖.









10



Kết quả:

Hình 1: Tập hợp kết quả 4 loại tiền tệ: Đô la Úc, đô la Canada, đô la New Zealand và
đồng Bảng Anh.
Thứ nhất, tính trung bình, một sự thắt chặt bất ngờ 0.25% sẽ dẫn đến sự gia
tăng tỷ giá 0.35%, với các ƣớc lƣợng đối với mỗi quốc gia riêng rẽ từ ¼ - ½ %. Các
kết quả này chỉ báo rằng sự thay đổi của chính sách tiền tệ chỉ chiếm một phần rất nhỏ
trong sự biến động quan sát thấy của tỷ giá hối đoái ở những quốc gia này.
Thứ 2, sự thay đổi trong chính sách tiền tệ có hiệu ứng khác nhau lên tỷ giá phụ
thuộc vào việc ngƣời dân kỳ vọng nhƣ thế nào vào chính sách tƣơng lai. Các tác giả
đƣa ra một kết quả bất ngờ đó là sự kỳ vọng vào chính sách tƣơng lai có một tác độn
lớn hơn đối với tỷ giá hối đoái (khoảng 0.4%) nhiều hơn so với chỉ do sự thay đổi
11

trong chính sách tiền tệ mà không có sự thay đổi trong kỳ vọng chính sách tƣơng lai
(khoảng 0.2%).
Kết luận:
-Thứ nhất, tỷ giá tăng trung bình khoảng 1 ½ % trƣớc sự gia tăng bất ngờ
1% trong chính sách lãi suất. Đối với các quốc gia riêng rẽ khoảng 1 – 1.8%. tính
trung bình, một sự thắt chặt bất ngờ 0.25% sẽ dẫn đến sự gia tăng tỷ giá 0.35%, với
các ƣớc lƣợng đối với mỗi quốc gia riêng rẽ từ ¼ - ½ %.
- Tác động của chính sách tiền tệ lên tỷ giá hối đoái đƣợc tìm thấy sẽ xảy ra
gần nhƣ ngay lập tức. Nếu tác giả sử dụng một cửa sổ sự kiện (event window) mà
kết thúc sau khi quyết định chính sách đƣợc đƣa ra, các ƣớc lƣợng cũng không thay

đổi, chỉ báo rằng các thông tin đƣợc phản ánh nhanh chóng vào trong tỷ giá hối
đoái. Mặc dù, sử dụng một cửa sổ sự kiện hẹp trong đó không có các sự kiện định
dạng khác xảy ra, cú sốc chính sách tiền tệ chỉ giải thích khoảng 10 -20% sự biến
động của tỷ giá. Nhìn chung, các kết quả đề xuất rằng chính sách tiền tệ chỉ chiếm
một phần nhỏ trong các biến động quan sát đƣợc của tỷ giá hối đoái.
Thứ 2, bài nghiên cứu này đƣa ra một bằng chúng mới rằng không phải tất
cả các bất ngờ trong chính sách đều dẫn đến những hiệu ứng giống nhau lên tỷ giá.
Sự kỳ vọng vào chính sách tƣơng lai đƣợc tìm ra có tác động lớn hơn các bất ngờ
trong chính sách tại thời điểm ra quyết định thay đổi chính sách. Một sự gia tăng
1% (0.25%) cuar lãi suất hiện tại và lãi suất tƣơng lai làm tăng tỷ giá khoảng 1.7%
(0.4%). Các kết quả ƣớc lƣợng cho các quốc gia đơn lẻ khoảng 1.3 – 2.2%. ngƣợc
lại một bất ngờ trong chính sách chỉ dẫn đến một sự thay đổi có thể đoán trƣớc chỉ
0.9% (0.2%). Các kết quả này, đƣa ra sự tiên đoán không biết trƣớc sự thay đổi của
tỷ giá cân bằng trong dài hạn, bởi vì sự phản ứng ngay lập tức trong tỷ giá hối đoái
cao hơn so với lý thuyết ngang giá lái suất đã đề xuất, đƣa thêm một sự khó hiểu
của thực nghiệm.
1.1.2. John B. Taylor (2001):
“The Role of the Exchange Rate in Monetary Policy Rules”
12

Trong bài nghiên cứu này, Taylor tổng hợp và tóm tắt các nghiên cứu về vai trò
của tỷ giá hối đoái trong quy luật chính sách, đồng thời đƣa ra các lời giải thích hợp
cho các kết quả trƣớc.
Tác giả xem xét lại các ngụ ý trong một số nghiên cứu gần đây về tính đƣa ra
một chính sách tiêu chuẩn: Laurence Ball (1999), Lars Svensson (2000), and myself
(1999b). Các nghiên cứu này xem xét quy tắc chính sách dạng:
i
t
= fπ
t

+ gy
t
+ h
0
e
t
+ h
1
e
t-1
trong đó: i
t
là lãi suất danh nghĩa ngắn hạn đƣợc đƣa ra bởi ngân hàng trung
ƣơng, π
t
là tỷ lệ lạm phát, và y
t
là sự chênh lệch của GDP thực và GDP tiềm năng, e
t
là
tỷ giá hối đoái thực (e
t
tăng có nghĩa là sự tăng giá trị đồng nội tệ - yết giá gián tiếp).
Trong phƣơng trình trên, không có hệ số chăn với ngụ ý là tỷ lệ lạm phát mục tiêu
bằng 0 và lãi suất và tỷ giá hối đoái đƣợc đo lƣờng bằng tỷ lệ với giá trị cân bằng dài
hạn. Dạng quy tắc chính sách tuyến tính nhƣ trên chỉ là một trƣờng hợp đơn giản của
các dạng phi tuyến tính với các độ trễ của sản lƣợng, lạm phát, lãi suất và tỷ giá hối
đoái.
Các thông số chính sách là f, g, h
0

và h
1.
Nếu f > 1, g > 0, và h
0
= h
1
= 0, thì quy
tắc chính sách không phản ứng trƣớc tỷ giá hối đoái (Taylor, 1993). Các thông số h
trong phƣơng trình bằng 0 là quy tắc chính sách tiền tệ trong nền kinh tế đóng và khác
không là quy tắc chính sách tiền tệ trong nền kinh tế mở, tuy nhiên thuật ngữ này có
thể dẫn đến nhầm lẫn bởi vì trong thực tế, một chính sách tối ƣu có thể thiết lập cho cả
h
0
và h
1
đều bằng 0, hay xấp xỉ nhƣ thế.
Một câu hỏi về vai trò của tỷ giá trong quy tắc chính sách là liệu rằng các thông
số h có nên bằng không và nếu nhƣ vậy thì giá trị và dấu của chúng nhƣ thế nào. Ví
dụ, một lời giải thích của quy tắc thực nghiệm đƣợc thảo luận bởi Obstfeld và Rogoff
(1995) đƣa ra rằng h
0
nên nhỏ hơn không và h
1
bằng không. Một tỷ giá cao hơn so với
mức độ chuẩn sẽ dẫn đến ngân hàng trung ƣơng giảm lãi suất ngắn hạn, thông qua
chính sách tiền tệ nới lỏng.
13

Độ trễ của tỷ giá hối đoái trong eq (1) cho phép sự phản ứng động phức tạp hơn
so với chỉ có phản ứng đơn giản của tỷ giá hiện tại. Ví dụ, nếu h

1
dƣơng và h
0
âm
nhƣng giá trị tuyệt đối của h
0
lớn hơn h
1
, do đó, phản ứng của lãi suất ban đầu bù đắp
một phần trong thời kỳ tiếp theo. Một giải thích khác của quy tắc thực nghiệm đƣa ra
bởi Obstfeld và Rogoff là h
0
< 1 và h
1
= - h
0
; do đó, lãi suất phản ứng trƣớc sự thay
đổi trong tỷ giá hối đoái; điều này có thể là một giải thích đại số tốt hơn cho ý tƣởng
rằng một sự gia tăng trong tỷ giá hối đoái sẽ dẫn đến nới lỏng tiền tệ, nhƣng không có
mô hình cấu trúc để mô phỏng một cách ngẫu nhiên quy tắc và thật sự khó khăn để
tìm ra lời giải thích nào tốt hơn.
Ball (1999) tìm ra h
0
= -0.37 và h
1
= 0.17. Ông tìm ra đây là các giá trị thông số
chính sách tối ƣu sử dụng trong mô hình nền kinh tế mở đơn giản với giá chậm thay
đổi (sticky prices). Dấu hiệu và độ lớn phù hợp với giải thích theo quy tắc thực
nghiệm đƣợc đề xuất bởi Obstfeld và Rogoff, vì cả h
0

và h
0
+ h
1
đều nhỏ hơn không.
Do vậy, một sự tăng tỷ giá 10% làm cắt giảm lãi suất 3.7%, đƣợc kéo theo bởi một sự
bù đắp 1.7%, ngụ ý rằng phản ứng dài hạn lãi suất giảm 2%. Phản ứng âm của lãi suất
đƣợc đặt tên là mô hình Ball (Ball‘s model) bởi vì tỷ giá tăng có hiệu ứng ngƣợc lại
đối với tổng cầu; sự tăng giá làm hàng hóa nƣớc ngoài rẻ hơn và hàng hóa trong nƣớc
đắt hơn, do vậy làm giảm xuất khẩu. Sự cắt giảm lãi suất làm giảm bớt hiệu ứng
ngƣợc lại này.
Sự bù đắp lãi suất một phần là bởi vì tác động trễ của sự gia tăng tỷ giá đối với
lạm phát. Lạm phát đƣợc đo lƣờng là thấp tạm thời bởi vì sự tăng tỷ giá, tuy nhiên, bởi
vì sự giảm trong lạm phát là ngắn hạn, điều này không thích hợp cho ngân hàng trung
ƣơng nới lỏng tiền tệ bởi vì lạm phát sẽ thấp hơn.
Sử dụng một mô hình khác với các tác nhân hƣớng tới tƣơng lai (forward-
looking agent) và nhiều hơn các nhân tố vĩ mô hoàn hảo, Svensson (2000) xem xét
quy tắc chính sách tƣơng tự nhƣ Ball (1999). Svensson tìm ra các thông số h
0
= -0.45
và h
1
= 0.45. Mô phỏng của Svensson (2000) chỉ ra rằng quy tắc này làm giảm độ lệch
chuẩn của lạm phát từ 2.1 xuống còn 1.8%; tuy nhiên, nó cũng làm gia tăng phƣơng
sai của sản lƣợng từ 1.7 lên 1.8%. Vì vậy, quy tắc chính sách, mà phản ứng trƣớc tỷ
giá hối đoái theo cách này, có thể phá hỏng output performance.
14

Cuối cùng, xem xét nghiên cứu thứ 3 của dạng quy tắc chính sách tiền tệ với
một mô hình khác với một sự vận dụng khác. Theo Taylor (1999b), tác giả xem xét

quy tắc chính sách tiền tệ mà có dạng giống nhƣ của Ball and Svensson. Các hệ số h
0

= -0.25 và h
1
= 0.15 và đây là một ứng cử cho quy tắc chính sách tiền tệ cho ngân
hàng trung ƣơng Châu Âu (the European Central Bank - ECB). Tỷ giá hối đoái e
t
là tỷ
giá dollar – euro. Do vậy, sự giảm giá 10% của đồng EURO so với đồng USD tạo ra
sự gia tăng 0.1 điểm phần trăm (10%) trong lãi suất mục tiêu của ECB. Thấy rằng các
hệ số này nhỏ hơn so với các hệ số trong nghiên cứu của Ball.
Giải thích các kết quả tìm đƣợc:
Quy luật chính sách với các thông số đƣợc thiết lập bằng không không có phản
ứng trực tiếp của lãi suất trƣớc tỷ giá hối hoái, nó có một phản ứng gián tiếp của lãi
suất trƣớc tỷ giá hối đoái. Dể thấy điều này, giả sử thông số h bằng 0, do đó, lãi suất
sẽ chỉ phản ứng trƣớc lạm phát và sản lƣợng thực. Nhƣng, bởi vì quy luật chính sách,
chúng ta có thể kỳ vọng rằng nếu lạm phát hoặc GDP thực gia tăng hoặc sụt giảm
trong tƣơng lai sau đó lãi suất cũng sẽ tăng hoặc giảm trong tƣơng lai. Đặc tính của
quy tắc chính sách là đƣa ra những kế hoạch dự đoán mà sẽ đƣợc sử dụng trong những
giai đoạn tƣơng lai.
Kết luận:
Một vấn đề quan trọng và vẫn còn chƣa ổn định trong chính sách tiền tệ tại các
nền kinh tế mở là ―bao nhiêu trong phản ứng của lãi suất nên có đƣợc trƣớc tỷ giá hối
đoái trong cơ chế tiền tệ của tỷ giá hối đoái linh hoạt, lạm phát mục tiêu, và quy tắc
chính sách tiền tệ. các nghiên cứu đến ngày hôm nay chỉ báo rằng quy tắc chính sách
tiền tệ mà phản ứng trực tiếp trƣớc tỷ giá hối đoái- cũng nhƣ là trƣớc lạm phát và sản
lƣợng – không làm tốt hơn so với lạm phát và sản lƣợng cân bằng, và thƣờng làm xấu
hơn, hơn so với quy tắc chính sách mà không phản ứng trực tiếp tới tỷ giá hối đoái.
Bài nghiên cứu này cố gắng giải thích cho kết quả tìm ra bằng cách khẳng định

hiệu ứng gián tiếp của tỷ giá hối đoái lên lãi suất. hiệu ứng gián tiếp này tồn tại thậm
chí nếu ngân hàng trung ƣơng thực thi quy tắc chính sách mà không có hiệu ứng tỷ giá
hối đoái trực tiếp. Tính ì (quán tính – inertia) kết hợp với các kỳ vọng hợp lý dẫn đến
15

hiệu ứng gián tiếp này. Hiệu ứng gián tiếp có thể ƣu điểm khi so sánh với hiệu ứng
trực tiếp bởi vì biến động lãi suất ít hơn và ổn định hơn.
1.2. Các lý thuyết về vấn đề puzzle
Theo Eicehenbaum và Evans(1995) và Grilli và roubini (1995, 1996) khi
nghiên cứu tác động của chính sách tiền tệ lên tỷ giá hối đoái, tác giả sử dụng định
dạng theo đệ quy và tìm thấy đồng nội tệ tăng giá kéo dài trong thời kì 3 năm và hiện
tƣợng này đƣợc biết đến với tên gọi là ‗delayed overshooting puzzle‘(nhìn hình bên
dƣới)(nguồn:………)

Hình 2: Một cách điệu hóa của ―delayed overshooting puzzle‖. Nguồn: Almuth
Scholl, Harald Uhlig (2008): ―New evidence on the puzzles: Results from agnostic
identification on monetary policy and exchange rates‖
Gần đây, để làm giảm đi sự giả định mơ hồ theo cách xác định đệ quy Faust và
Rogers (2003) bằng cách áp đặt dấu hiệu nhẹ để tìm hiểu mối tác động của chính sách
tiền tệ lên tỷ giá và kết quả không có kết quả rõ ràng cho thời gian đạt đỉnh của tỷ giá
hối đoái và kết quả cũng đƣa ra có một sự chênh lệch lớn so với lý thuyết UIP và cú
sốc chính tiền tệ có thể hoăc không là nguyên nhân gây ra độ lệch của tỷ giá hối đoái.
Ngoài ra sự vi phạm điều kiện UIP cũng đƣợc xem là ―forward discount puzzle‖.
16


Hình 3: Một cách điệu hóa của ―forward discount puzzle‖. Nguồn: Almuth
Scholl, Harald Uhlig (2008): ―New evidence on the puzzles: Results from agnostic
identification on monetary policy and exchange rates‖
Theo Sím(1992) ; Grilli và roubini(1995,1996) khi nghiên cứu chính sách tiền

tệ cho một vài quốc gia ở nƣớc G7 đã xuất hiện một hiện tƣợng lạ, là khi thắt chặt
chính sách tiền tệ có thể dẫn đến đồng nội tệ giảm giá và nó đƣợc gọi là hiện tƣợng
exchange rate puzzle(sự khó hiểu của giá). Tác giả cũng nhắc đến trong một paper
trƣớc đó (2005)

Hình 4: Một cách điệu hóa của ―exchange rate puzzle‖. Nguồn: Almuth Scholl,
Harald Uhlig, 2005. "New Evidence on the Puzzles. Results from Agnostic
Identification on Monetary Policy and Exchange Rates
17

1.3. Các nghiên cứu dùng mô hình VAR xem xét tỷ giá hối đoái và các
puzzle
1.3.1. Almuth Scholl, Harald Uhlig (2008)
“New evidence on the puzzles: Results from agnostic identification on
monetary policy and exchange rates”
Tác giả kiểm ra tác động của cú sốc chính sách tiền tệ lên tỷ giá hối đoái bằng
cách áp đặt sign restricted (áp đặt dấu hiệu hạn chế) theo Uhlig(2005a) lên phản ứng
của các biến
Dữ liệu: tác giả nghiên cứu cho ba cặp: US và Germany; US và UK; US và
nhật bản trogn thời gian 1975:T07 đến 2002:T07 theo t và tổng 6 quốc gia của G7 với
US trong giai đoạn 1997: T04 đến 2001:T12.
Phƣơng pháp: sử dụng mô hình VAR và áp đặt dấu hiệu hạng chế (sign
restriction) với hai cách áp đặt.
Trong cách áp đặt thứ nhất: để có kết quả vững chắc về hiện tƣợng ―delayed
overshooting puzzle‘ tác giả áp đặt lên giá cũng nhƣ là tỷ số lƣợng dự trữ đảm bảo so
với toàn bộ dự trữ là không tăng là không tăng khi thắt chặt chính sách tiền tệ và vì thế
tránh đƣợc hiện tƣợng sự bất thƣờng của giá ―prcie puzzle‖ và không áp đặt hạn chế
đối với chính sách tiền tệ .
Kết quả cách áp đặt thứ nhất:
18

Hình 5: Bằng chứng ―delayed overshooting puzzle‖ theo cách áp đặt thứ nhất.
Nguồn: Almuth Scholl, Harald Uhlig (2008): ―New evidence on the puzzles: Results
from agnostic identification on monetary policy and exchange rates‖
Trong hình dòng thứ nhất thể hiện đƣờng phản ứng trung vị của tỷ giá hối đoái
danh nghĩa Đối với ba cặp quốc gia: khi cú sốc chính sách tiền tệ xảy ra thì đồng nội
tệ tăng giá cho đến khi đạt đỉnh tại một đến 2 năm kéo theo sau đó là sự giảm giá của
đồng ngoại tệ. và cột cuối cùng là phản ứng của us-G7 cho thấy đồng nội tệ đƣợc tăng
gia trong một khoảng thời gian dài hơn. Dòng thứ hai là phản ứng của tỷ giá hối đoái
thực thì tƣơng tự phản ứng tỷ giá hối đoái danh nghĩa.
Cách áp đặt thứ hai: để áp đặt không có hiện tƣợng ‗delayed overshooting‘ với
hai gải định. Thứ nhất. đô la US đầu tiên sẽ tăng giá khi có cú sốc thắt chặt chính sách
tiền tệ xảy ra và sau đó giảm giá một cách dai dẳng. thứ hai là chênh lệch lãi suất
(trong nƣớc so với nƣớc ngoài) là dƣơng.
Kết quả :
19


Hình 6: Bằng chứng ―delayed overshooting puzzle‖ theo cách áp đặt thứ hai.
Nguồn: Almuth Scholl, Harald Uhlig (2008): ―New evidence on the puzzles: Results
from agnostic identification on monetary policy and exchange rates‖.
Đầu tiên xem xét trong trƣờng hợp của US-Germanu, mặt dù chêch lệch lãi
suất gần giống nhƣ trƣớc, nhƣng phản ứng của tỷ giá hối đoái danh nghĩa rất yếu.
Phần bù mong đợi dai dẳng và lớn. Bằng chứng sai lệch rõ ràng với đƣờng zero chỉ ở
phía dƣới phân vị 16% ,mẫu hình tƣơng tự cho các cặp còn lại.
1.3.2. Almuth Scholl, Harald Uhlig (2009)
“Monetary policy and exchange rate overshooting: Dornbusch was right after
all”
Tác giả nghiên cứu giả thuyết exchange rate overshooting của Dornbush là một

từ khóa trung tâm trong kinh tế vĩ mô quốc tế. Tuy nhiên, các nghiên cứu thực nghiệm