hiệu ứng truyền dẫn của tỷ giá hối đoái và chính sách tiền tệ ở croatia

MỤC LỤC





TÓM TẮT: 1
1. GIỚI THIỆU 2
1.1. Bối cảnh thực hiện bài nghiên cứu 2
1.2. Nỗi lo sợ thả nổi và hậu quả của tình trạng đô la hóa ở Croatia 3
1.3. Mục tiêu của bài nghiên cứu 7
2. TỔNG QUAN LÝ THUYẾT 7
3. VẤN ĐỀ DỮ LIỆU 10
3.1. Mô tả dữ liệu 10
3.2. Quan hệ nhân quả Granger 11
3.3. Tính dừng 12
4. PHÂN TÍCH THỰC NGHIỆM 12
4.1. Phương pháp Var đệ quy 12
4.2. Phương pháp tiếp cận đồng liên kết 17
5. KẾT LUẬN 20
PHỤ LỤC 22
TÀI LIỆU THAM KHẢO 29

Exchange Rate Pass – Through and Monetary Policy in Croatia
Nhóm 8 – Ngân hàng Đêm 4 – K21 Page 1



Hiệu ứng truyền dẫn của tỷ giá hối đoái và chính sách tiền tệ ở Croatia
- Andreas Billmeier and Leo Bonato -
Tháng 06 năm 2002


TÓM TẮT
Tỷ giá hối đoái mục tiêu được xem là lựa chọn chính sách tốt nhất trong nền kinh tế đô la
hóa khi tiền lương và giá cả thiết lập theo tỷ giá hối đoái. Croatia là một nền kinh tế đô la
hóa cao, nhưng việc điều tra thực nghiệm được tiến hành trong nghiên cứu này cho thấy rằng
hiệu ứng truyền dẫn của tỷ giá hối đoái vẫn thấp sau thời kỳ bình ổn. Phát hiện này, với
những phương pháp luận khác nhau (VAR, đồng liên kết), cho thấy rằng đô la hóa hầu hết bị
giới hạn bởi tài sản tài chính và vì thế tỷ giá hối đoái mục tiêu có thể không nhất thiết là
chính sách tốt nhất. Tuy nhiên, những hàm ý chính sách không rõ ràng do sự tác động nội
sinh của cơ chế truyền dẫn đến cơ chế chính sách.
Các số phân loại JEL: E31, E52, F41.
Từ khóa: Croatia, hiệu ứng truyền dẫn, VAR, lạm phát, chuỗi phân phối, đồng liên kết.
Email của tác giả: ;

Exchange Rate Pass – Through and Monetary Policy in Croatia
Nhóm 8 – Ngân hàng Đêm 4 – K21 Page 2
1. GIỚI THIỆU
1.1. Bối cảnh thực hiện bài nghiên cứu
Chính sách “Tỷ giá mục tiêu nghiêm ngặt” ở Croatia đã rất thành công trong việc chấm dứt
siêu lạm phát và ổn định nền kinh tế vào giữa những năm 1990 và giữ lạm phát thấp trong
suốt thời kỳ sau chiến tranh đầu những năm 1990. Chính sách này được đặc trưng bởi một
biên độ dao động rất thấp của xu hướng tỷ giá hối đoái và các hoạt động đáng kể của ngân
hàng Trung ương trên thị trường ngoại hối. Tuy nhiên, tự do hóa tài khoản vốn cần thiết như
là một phần của quá trình gia nhập Liên minh châu Âu (EU), cùng với đó là sự phát triển của
thị trường tài chính cung cấp các công cụ chính sách mới và giảm dần vai trò của các yêu cầu
dự trữ. Chính vì vậy, luật Ngân hàng Quốc gia mới của Croatia (CNB), với sự ổn định giá cả
được xác định rõ ràng là mục tiêu chính của chính sách tiền tệ, làm giảm sự tập trung vào tỷ
giá hối đoái bằng chính sách “tỷ giá thả nổi có quản lý”. 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?
Một sự hiểu biết tốt hơn về cơ chế lan truyền, tức là, tỷ giá hối đoái truyền dẫn như thế nào
vào lạm phát nội địa sẽ mang lại lợi ích cho một sự thay đổi theo hướng này. Sự tăng hay
giảm của tỷ giá hối đoái đều có một tác động trực tiếp đến lạm phát bằng cách thay đổi giá
cả giao dịch được thể hiện qua đồng nội tệ. Bằng cách thay đổi giá cả tương đối của hàng
hoá trong nước và nước ngoài, tỷ giá hối đoái cũng ảnh hưởng gián tiếp đến lạm phát thông
qua những thay đổi trong hoạt động kinh tế. Nền kinh tế nhỏ, mở cho rằng giá cả trên thị
trường thế giới có thể thay đổi, kéo theo sự thay đổi của giá cả trong nước, với giá cả của
hàng hóa ở những giai đoạn khác nhau chịu sự ảnh hưởng khác nhau. Trong trường hợp các
yếu tố khác không thay đổi, giá nhập khẩu có thể thay đổi đồng biến với tỷ giá hối đoái, như
là quy luật của luật một giá. Ngay khi giá trị đầu vào tăng thêm, thì sẽ có một sự đo lường
tương ứng phản ánh giá trị tăng trong quá trình sản xuất.

Mặc dù có nhiều kênh mà tỷ giá hối đoái có thể ảnh hưởng đến tỷ lệ lạm phát, có nhiều bằng
chứng thực nghiệm sẵn có, hầu hết các nền kinh tế từ giới hạn đến phát triển, xuất phát từ sự
truyền dẫn thấp và giảm dần (McCarthy, năm 2000). Sự truyền dẫn dường như là nội sinh
đến từ các chế độ khác nhau và có xu hướng nhỏ khi lạm phát thấp, gián tiếp xác nhận tầm
quan trọng của dự báo trong cơ chế truyền dẫn (Choudri và Hakura, năm 2001). Các bằng
chứng của tác động truyền dẫn thấp dường như không thể ảnh hưởng ở những nền kinh tế
đang ở giai đoạn chuyển tiếp (Ross, năm 1998; Kuijs, năm 2001), có thể phản ánh sự thiếu
tin cậy của các nhà chức trách tiền tệ và các yếu tố của nền kinh tế như là một yếu tố tự
nhiên của các công ty trong nước chấp nhận giá trên thị trường quốc tế. Một số các đặc tính
của nền kinh tế Croatia có khả năng ảnh hưởng đến cường độ của sự dẫn truyền. Hai điều
trên là đáng chú ý. Croatia hóa ra là một trường hợp trung gian, có thể so sánh với các nước
Exchange Rate Pass – Through and Monetary Policy in Croatia
Nhóm 8 – Ngân hàng Đêm 4 – K21 Page 3
chuyển đổi khác trong nền kinh tế mở cửa
1
.

Quan trọng hơn, Croatia là một nền kinh tế “đô
la hóa” mạnh, với tài sản thay thế phổ biến rộng rãi và một số chỉ số hóa giá tỷ giá hối đoái.
Điều này, tự nó sẽ chứng tỏ thông qua sự truyền dẫn mạnh.

1.2. Nỗi lo sợ thả nổi và hậu quả của tình trạng đô la hóa ở Croatia
Nền kinh tế thị trường mới nổi hầu hết biểu hiện các triệu chứng mà Calvo và Reinhart
(2000) gọi là nỗi lo sợ thả nổi. Do những tác động lớn đã được kỳ vọng của tỷ giá hối đoái
lên thương mại và lạm phát, ngân hàng trung ương trong nền kinh tế nhỏ và mở khó có thể
thờ ơ với sự biến động của nó. Kết quả là, các ngân hàng trung ương tại các thị trường mới
nổi cảm thấy khó chịu với sự biến động của tỷ giá hối đoái và chính phủ can thiệp thường
xuyên để làm dịu sự biến động ấy.
Hình 1. Tỷ giá DM ở những quốc gia được chọn, 1994-2001
(Trung bình hàng tháng)

Nguồn: CNB, IMF
Ghi chú: dữ liệu được chia trung bình

1 Tỷ lệ nhập khẩu trên GDP (trung bình từ 1991-2000) là 0.53 ở Croatia, 0.58 ở CH Séc, 0.44 ở Hungary, 0.32 ở
Romania, 0.65 ở CH Slovak, và 0.60 ở Slovenia.
Exchange Rate Pass – Through and Monetary Policy in Croatia
Nhóm 8 – Ngân hàng Đêm 4 – K21 Page 4
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
2
. Sự cho phép của CNB
cho sự biến động của tỷ giá hối đoái tương đối thấp và can thiệp hoàn toàn có hệ thống. Về
vấn đề này, thật thú vị khi so sánh Croatia với các nền kinh tế chuyển đổi khác với sự điều
chỉnh 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 khi sau này có giai đoạn lịch sử về sự mất giá đồng tiền liên tục từ
năm 1994 ở 3 nước (Slovenia, Romania, 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 một cách rõ rệt (Hình 1). Điểm ấn tượng có thể được quan sát bằng
những phương pháp đo lường tính thay đổi của tỷ giá hối đoái được trình bày ở Bảng 1.
Trong đó Croatia có tỷ giá hối đoái biến động ổn định nhất
3
. Trong giai đoạn tháng 1/1994
đến tháng 7/2001, xác suất của sự thay đổi tỷ giá hối đoái đồng Kuna/DM % theo tháng vượt
quá biên độ 2,5% có giá trị là 1,1%, thấp hơn nhiều hơn so với bất kỳ loại tiền tệ khác trong
mẫu.
Bảng 1. Biến động của các chỉ số được chọn trong hệ thống tỷ giá “thả nổi có quản lý”
1994-2001

Nguồn: CNB, IMF

2
Xem Sonje và Skreb (1997) cho việc xem xét chương trình ổn định của Croatia.
3
Thống kê này có lợi thế quan trọng đối với các biến ngoại lai mà phổ biến trong sự thay đổi tỷ giá (trong mẫu này: xem
Hình 1). Xem Calvo và Reinhart (2001).

Exchange Rate Pass – Through and Monetary Policy in Croatia
Nhóm 8 – Ngân hàng Đêm 4 – K21 Page 5
1/ Trung bình hàng tháng, tháng 1.1994 – tháng 7.2001
2/ Cuối kỳ, tháng 1.1994 – tháng 6.2001
3/ Cuối kỳ, tháng 1.1994 – tháng năm 2001; Hungary: tháng 1.2000 – tháng 5.2001
4/ Tỷ lệ hàng tháng được điều chỉnh theo năm trong giá tiêu dùng, tháng 1.1994 – tháng 6.2001
Khi tỷ giá hối đoái được cố định, NHTW đã điều chỉnh những cú sốc về cầu tiền và tạo ra
những kỳ vọng thông qua việc mua hoặc bán dự trữ ngoại hối. Do đó, cho mỗi cú sốc được
xác định, sự biến động của dự trữ và mức tiền tệ cơ sở thì có liên quan nghịch chiều đến sự
linh hoạt của tỷ giá hối đoái. Bảng 1 cho thấy lượng tiền dự trữ và tiền cơ sở trong Croatia đã
thực sự dễ biến động nhất trong nhóm những đồng tiền “ổn định”, cho thấy rằng sự thiếu linh
hoạt tương đối của tỷ giá hối đoái Kuna / DM, có thể trong thực tế đó là kết quả của một
chính sách thận trọng của CNB
4
. Sự biến động của tỷ giá hối đoái với một mức độ chênh
lệch thấp và kết quả của sự biến động của tiền cơ sở, dường như đã được phản ánh trong lạm
phát. Trong thực tế, biến động lạm phát xuất hiện cao so với nước cộng hòa Séc và Xlovakia,
mặc dù tỷ giá hối đoái ổn định và chính sách tiền tệ thắt chặt đã đưa đến mức lạm phát thấp ở
Croatia
5
.

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
6
. Tiền gửi ngoại tệ nhiều hơn 60% tiền mở rộng, một tỷ lệ
phần trăm lớn hơn nhiều so với các nước còn lại trong mẫu (Hình 2). Nguồn gốc của hiện
tượng này đã quay trở lại của thời kỳ cuộc chiến tranh đầu những năm 90 mà cả Croatia và
nước láng giềng Slovenia đều mắc phải. Thực vậy, phạm vi đô la hóa đã lan rộng khắp các
nước vào năm 1994. Ngoại tệ cũng được sử dụng như là một phương tiện thanh toán. 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
7
.




4
Tất nhiên, cũng co
́
khả năng mà Croatia đã bị ít hơn và nhỏ hơn những cú sốc tư
̀
bên ngoa
̀
i.
5
Lạm phát trung bình 5,1% trong Croatia, 7,3% ở Cộng hoà Se
́
c, 9,1% ở Slovakia, 10,4% ở Slovenia, 16,9% ở Hungary,

và 87,2% ở Romania.
6
Cụ thể hơn, "Euro ho
́
a" do các liên kết truyền thống với đồng Mark.
7
Sư
̣
dai dă
̉
ng, hoặc “đô la hóa lâu da
̀
i", chắc chắn là kết quả lâu dài của lạm phát phi ma
̃
thời gian chiến tranh. Tuy nhiên,
theo chính sách CNB, bơ
̉
i sư
̣
quá hạn chế sự biến động của tỷ giá danh nghĩa (và tỷ giá thực: xem Bảng 1), có thể đã góp
phần tăng sức hấp dẫn của đồng ngoa
̣
i tê
̣
. Sử dụng một mô hình CAPM, Ize và Levy Yeyati (1998) cho thấy, khác biệt
của lạm phát, giảm biến động tỷ giá hối đoái tăng lợi ích bảo hiểm rủi ro tài sản ngoa
̣
i tê
̣
.

Exchange Rate Pass – Through and Monetary Policy in Croatia
Nhóm 8 – Ngân hàng Đêm 4 – K21 Page 6
Hình 2. Đô la hóa ở các quốc gia được chọn, 1994-2001
(các khoản tiền gửi ngoại tệ như là một phần của tiền mở rộng)
Nguồn: IMF
Ghi chú: dữ liệu cuối tháng 12 cho năm 1994-2000, cuối tháng 5 cho năm 2001.
Theo những tình huống này, bất kỳ chính sách tiền tệ độc lập nào đều phải đối mặt với
những rủi ro nghiêm trọng của sự bất ổn tài chính và hiệu quả của nó trong việc kiểm soát
lạm phát thì bị hạn chế. Sự thay đổi đột ngột trong tỷ giá hối đoái có thể tác động xấu đến
bảng cân đối kế toán của các công ty và các các nhân, làm gia tăng các khoản nợ xấu và vì
thế đe dọa sự ổn định của hệ thống ngân hàng. Hơn nữa, tác động của việc thắt chặt tiền tệ có
thể bị suy yếu nếu việc tăng giá của tỷ giá hối đoái hợp lý cải thiện được vị thế tài chính của
những người có tỷ lệ nợ ngoại tệ lớn. Trong trường hợp đặc biệt của “đô la hóa chính thức”,
khi giá cả và tiền lương được tính bằng ngoại tệ, chính sách tiền tệ trở nên hoàn toàn không
hiệu quả và chỉ có chiến lược hợp lý là đặt mục tiêu cho tỷ giá hối đoái (Ize và Levy Yeyati,
2001).
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.
Exchange Rate Pass – Through and Monetary Policy in Croatia
Nhóm 8 – Ngân hàng Đêm 4 – K21 Page 7
1.3. 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).

2. TỔNG QUAN LÝ THUYẾT
Trong nghiên cứu này tác giả đề cập đến lý thuyết hiệu ứng truyền dẫn của tỷ giá hối đoái.
Hiệu ứng truyền dẫn gồm có:
- Hiệu ứng truyền dẫn hoàn toàn: là khi tỷ giá thay đổi 1% thì chỉ số giá nội địa thay
đổi 1%, lúc này ERPT = 100%.
- 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. Tác động trực
tiếp của những thay đổi tỷ giá xảy ra thông qua giá cả của hàng hóa thương mại quốc tế.
Nghiên cứu của Goldberg và Knetter (1997) 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) và 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.
Nổi bật nhất là Dornbusch (1987) và Krugman (1987) chỉ ra rằng hiệu ứng không hoàn toàn
trong truyền dẫn tỷ giá có thể được giải thích bởi sự cạnh trạnh không hoàn hảo, hoặc việc
định giá theo thị trường. Các nhà sản xuất nước ngoài điều chỉnh tăng giá để duy trì thị phần
ổn định trong nền kinh tế nhập khẩu. Hành vi chiến lược này về nguyên tắc cơ bản có thể
điều chỉnh tỷ lệ của hiệu ứng truyền dẫn tiến tới 0.
- Nghiên cứu của Dornbusch (1987) 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.
Exchange Rate Pass – Through and Monetary Policy in Croatia
Nhóm 8 – Ngân hàng Đêm 4 – K21 Page 8
Hiệu ứng không hoàn toàn trong truyền dẫn tỷ giá có thể được giải thích bởi sự cạnh

trạnh không hoàn hảo.
- Nghiên cứu của Krugman (1987) 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.
Khi có hiện tượng định giá theo thị trường thì sự truyền dẫn trong tỷ giá sẽ không
hoàn toàn.
Tiếp theo đó, Gosh and Wolf (2001) chỉ ra hiệu ứng truyền dẫn ngắn hạn không hoàn toàn
cũng có thể xảy ra từ những chi phí thực đơn.
McCarthy (2000) phân tích trong mô hình VAR có tính dừng (kết hợp một chuỗi phân phối
đệ quy của giá cả) tác động của những thay đổi tỷ giá hối đoái và giá nhập khẩu lên giá sản
xuất và tiêu dùng. Trong một mẫu với chín nước phát triển, ông nhận thấy tỷ giá hối đoái có
ảnh hưởng khá hạn chế và không đáng kể lên giá tiêu dùng trong khi giá nhập khẩu có tác
động mạnh hơn. Clark (1999) nghiên cứu phản ứng của giá cả ở những giai đoạn sản xuất
khác nhau trong bối cảnh khác nhau, cụ thể là phản ứng đối với cú sốc chính sách tiền tệ
trong nước. Ross (1998) cung cấp một đánh giá của Slovenia, sử dụng mô hình tự hồi quy
của nền kinh tế. Kuijs (2001) phân tích sự lan truyền của chính sách tiền tệ ở Slovakia bằng
cách sử dụng VAR cấu trúc đồng liên kết. Vấn đề quan hệ nhân quả được đề cập trong một
vài nghiên cứu giải quyết một cách cụ thể nền kinh tế Úc
8
: Một phần đáng kể trong thị
trường thế giới của một loại hàng hóa cụ thể có thể bao hàm sự phản hồi tiềm tàng từ mức
giá trong nước vào mức giá thế giới, vì thế đặt giả định là nền kinh tế nhỏ, mở.
- Ross (1998) điều tra về tiến trình lạm phát ở Slovenia thông qua việc kiểm tra một vài
yếu tố ảnh hưởng đến lạm phát trong nền kinh tế đang chuyển đổi. Kiểm định quan hệ
nhân quả Granger và phân tích mô hình VAR không giới hạn chỉ ra rằng có một mối
liên kết mạnh giữa tốc độ tăng trưởng của tổng cầu ngoại tệ và sự thay đổi TGHĐ lên
lạm phát giá bán lẻ. Khi kỳ vọng, sự phát triển của hiệu ứng trung chuyển tỷ giá là
linh hoạt. Trong khi đó kết quả chỉ ra rằng tốc độ tăng trưởng của tiền lương ảnh
hưởng lạm phát, điều này xuất hiện rằng sự thay đổi cả về TGHĐ.

- Kuijs (2001) chỉ ra kết quả nghiên cứu thực nghiệm về hệ thống lan truyền của chính
sách tiền tệ và lạm phát ở Slovakia. Mô hình Var đồng liên kết ước tính chỉ ra rằng
lạm phát bị ảnh hưởng bởi giá ngoại tệ, TGHĐ, và chi phí tiền lương, với giả thuyết
trong nền kinh tế nhỏ, mở.

8
Xem Webber (1997) và Dwyer và cộng sự (1993).
Exchange Rate Pass – Through and Monetary Policy in Croatia
Nhóm 8 – Ngân hàng Đêm 4 – K21 Page 9
Từ quan điểm kỹ thuật, phân tích thực nghiệm giải quyết vấn đề thực tế rằng hầu hết những
chuỗi thời gian được phân tích là hoàn toàn không có tính dừng. Việc này làm mất hiệu lực
của ước lượng OLS, tạo ra vấn đề của “hồi quy giả mạo”. Bằng cách sử dụng sai phân bậc
nhất cái bẫy này có thể tránh được
9
.

nhưng “mức độ thông tin” bị mất. Vài nghiên cứu từ
trước đến nay sử dụng những kỹ thuật đồng liên kết để giải thích cho việc không có tính
dừng và quan hệ nhân quả cùng lúc: Kim (1998) trình bày bằng chứng US để ủng hộ cho
quan hệ nhân quả từ tỷ giá hối đoái đến giá cả trong khung VAR đồng liên kết. Ông tìm ra hệ
số truyền dẫn trong dài hạn là 0.24, nhưng không đề cập vấn đề điều chỉnh ngắn hạn.
Murgasova (1996) áp dụng phương pháp Johansen Maximum Likelihood (ML) để phân tích
những tác động của việc mất giá đồng peseta Tây Ban Nha trong suốt cuộc khủng hoảng cơ
chế tỷ giá năm 1992-93. Bà ấy tìm ra hiệu ứng truyền dẫn hoàn toàn đối với giá nhập khẩu
nhưng hiệu ứng truyền dẫn là 10% đối với chỉ số giá tiêu dùng CPI. Hiệu ứng truyền dẫn
thấp được giải thích bởi vị trí bù đắp theo chu kỳ của nền kinh tế. Dellmo (1996) tập trung
vào mối quan hệ giữa các đo lường mức giá của Thụy Điển trong sai phân bậc 1, có tính đến
các yếu tố có thể hạn chế những kỳ vọng tương tự, chẳng hạn như lợi nhuận biên và năng
suất biên khác nhau. Juselius (1999) phân tích sự hội tụ của mức giá hoàn thiện trong sai
phân bậc 2.

Trong bài này, đầu tiên tác giả dựa vào những nghiên cứu trước đó. Một mô hình VAR chuẩn
(với các sai phân bâ
̣
c 1) sẽ được ước tính. Mô hình dưới đây về chuỗi phân phối chuyển
thành cấu trúc tự hồi quy về ma trận phương sai – hiệp phương sai. Điều này lần lượt cho
phép tác giả biết được những tác động ảnh hưởng và hậu quả của sự thay đổi tỷ giá hối đoái
đến lạm phát ở Croatia. Mô hình cấu trúc này là phiên bản rút gọn của McCarthy (2000), khi
ông sử dụng mô hình chuỗi sản xuất của Blanchard (1983) và Christiano (1997). Việc giảm
sự phức tạp (số lượng biến quan sát) chủ yếu do thiếu dữ liệu về Croatia và sẽ được thảo luận
chi tiết hơn ở phần sau. Hạn chế của phần này là đưa ra những nguyên nhân mang tính áp đặt
về ảnh hưởng của tỷ giá đến giá cả. Giả định giá không thay đổi trong ngắn hạn, vì nếu
ngang giá sức mua tồn tại, tỷ giá sẽ thay đổi. Điều này ngụ ý tính nhân quả có thể thay đổi
theo những hướng khác nhau. Dựa theo những phân tích dựa trên các quan sát hàng tháng,
chúng tôi cảm thấy tự tin tuy nhiên việc áp đặt các điều kiện thì không có phản ứng tức thời
nào. Điểm yếu khác của việc tiếp cận này là chỉ trích các tiêu chuẩn để ước tính hệ thống
VAR khác nhau được đề cập ở trên , sự thiếu hụt thông tin và do đó kết quả (ở đây là pha
̉
n
ứng xung) cuối cùng sẽ thiếu ý nghĩa thống kê.
Để hiểu rõ hơn về giới hạn được đề cập ở trên, tác giả sẽ sử dụng phương pháp tiếp cận đồng
liên kết để tìm hiểu về mối quan hệ dài hạn giữa hành vi tỷ giá với mức độ giá cả. Kết quả từ

9
Điều này không ảnh hưởng nếu các biến trong thực tế được liên kết ở sai phân bậc 2, trong trường hợp đó, sai phân bậc
1 không có tính dừng.
Exchange Rate Pass – Through and Monetary Policy in Croatia
Nhóm 8 – Ngân hàng Đêm 4 – K21 Page 10
những nghiên cứu này phải được lý giải thận trọng, do khoảng thời gian quan sát ngắn chỉ
trong vòng 6 năm và mẫu quan sát hàng tháng nên đã gây ra độ nhiễu cao.

3. VẤN ĐỀ 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.
- Mẫu quan sát M4 bắt đầu vào tháng 6/1994. Giai đoạn ước lượng bị hạn chế bởi chỉ
số giá nguyên vật liệu thô kết thúc vào tháng 01/2001.
Chúng ta sẽ làm rõ những nhân tố nổi bật liên quan đến hiệu ứng dẫn truyền của tỷ giá ở
Croatia. Sau đó, sẽ tiếp đến các vấn đề tính dừng của chuỗi dữ liệu (hàng loạt chuỗi thời gian
dưới đây dường như không dừng). Cuối cùng vấn đề nhân quả sẽ được thảo luận.

3.1. Mô tả dữ liệu
Tác giả đề cập đến 4 nhân tố nổi bật liên quan đến hiệu ứng truyền dẫn của tỷ giá ở Croatia
đó là: tỷ giá hối đoái bình quân hàng tháng (HRK/DEM), tỷ giá danh nghĩa (NEER), chỉ số
giá bán lẻ (RPI), và chỉ số giá sản xuất (MPI).
Hình 3 trình bày chuỗi dữ liệu theo thời gian (dưới dạng log) của tỷ giá hối đoái HRK/DEM
tính bình quân hàng tháng và tỷ giá danh nghĩa hiệu lực (NEER, được tính toán bởi IMF)
cùng với 2 chuỗi giá cả, chỉ số giá sản xuất (MPI) và chỉ số giá bán lẻ (RPI), tất cả đều được
điều chỉnh trong trung bình và sắp xếp
10
.

Theo kết quả quan sát, thì chỉ số RPI khó phản ứng
đúng sự thay đổi của tỷ giá, thật ra, trong hầu như các chuỗi thời gian có xu hướng dừng. Chỉ
số giá sản xuất phản ánh khu vực sản xuất do vậy những hành vi “ngược hướng” dường như
tuân theo tỷ giá hối đoái, mặc dù rất chậm. Việc tỷ giá tăng trong giữa quý 2 năm 1995
dường như phản ánh sự hỗn độn của giá sản xuất trong 1 năm sau đó. Vào đầu năm 1998, sự
mất giá kéo dài của Kuna dẫn đến sự gia tăng trong mức giá từ 12 đến 15 tháng sau đó. Việc
định giá ban đầu này được khẳng định lại ở hình A1 trong phần phụ lục, phần này trình bày
về mối tương quan chéo trong sự thay đổi tỷ giá dẫn đến sự thay đổi ngay sau đó của chỉ số
giá.

10
Chú ý rằng NEER và tỷ giá HRK/DEM vận hành tương tự nhau. Điều này có thể do thực tế các đối tác thương mại
chủ yếu của Croatia hầu hết là các quốc gia châu Âu (Đức và Ý tính toán khoảng 20% xuất nhập khẩu mỗi nước). Thêm
nữa, đô la hóa ở Croatia là trên cơ sở đồng Mác Đức; vì thế chúng tôi tập trung vào tỷ giá hối đoái đối với đồng Mác
Đức.
Exchange Rate Pass – Through and Monetary Policy in Croatia
Nhóm 8 – Ngân hàng Đêm 4 – K21 Page 11
Hình 3: Tỷ giá hối đoái và các chỉ số giá
(giá trị log của dữ liệu)
Hình A1 chỉ ra mối tương quan trong sự thay đổi của tỷ giá hối đoái với sự thay đổi MPI là
tích cực với độ trễ từ tháng thứ 9 đến tháng 26, với một đỉnh điểm là giữa tháng thứ 13 và
16, có nghĩa là, chậm hơn sau đó 1 năm. Hệ số tương quan lớn nhất không cao khoảng
0.22
11
. Điều này do bởi MPI chứa ít yếu tố chịu sự thay đổi tỷ giá hơn các chỉ số giá khác. Ở
Croatia, không có sự phá giá tiền tệ đột ngột xảy ra, do đó ảnh hưởng thay đổi giá cả từ sự
thay đổi tỷ giá hối đoái là khó khăn hơn. Thử nghiệm về mối tương quan chéo của RPI được
khẳng định bởi khảo sát ở hình 3: giá bán lẻ rất khó bị ảnh hưởng bởi sự thay đổi của tỷ giá,
mối tương quan thường thay đổi dấu và khó cao hơn mức 0.10.

3.2. Quan hệ nhân quả Granger
Kiểm định quan hệ nhân quả Granger từng cặp dựa trên độ trễ của chuỗi thời gian đơn bằng
kiểm định Ward trong việc ước lượng hệ số VAR. Một thứ tự được đề xuất (DHWWA ->
HPOGAP -> DKDAV -> DMPI -> DRPI -> DM4) không vướng phải những phản đối mạnh
trong thực nghiệm. Trong đó:
- Kiểm định H
0
(tức là không có mối quan hệ nhân quả) trong quan hệ nhân quả

Granger từ sự thay đổi trong tiền rộng (DM4) đến lỗ hổng sản lượng (HPOGAP) bị
bác bỏ hoàn toàn tại mọi độ trễ.

11
Các đường ngang cho thấy 2 độ lệch chuẩn
Exchange Rate Pass – Through and Monetary Policy in Croatia
Nhóm 8 – Ngân hàng Đêm 4 – K21 Page 12
- Những thay đổi trong các chỉ số giá bán lẻ (DRPI) giúp giải thích lỗ hổng sản lượng.
- Giả thuyết cho rằng lỗ hổng sản lượng không có quan hệ nhân quả Granger với chỉ số
giá nguyên liệu thô được kiểm định bởi HWWA hoàn toàn bị bác bỏ.
- Chỉ số nguyên liệu thô dường như dẫn dắt cho chỉ số giá sản xuất.
- Sự thay đổi trong tỷ giá hối đoái dẫn dắt lạm phát MPI chỉ quan trọng ở 3 độ trễ và
RPI không đáng kể.
- Tại một độ trễ, chỉ có giả thuyết từ DKDAV dẫn dắt DM4 bị bác bỏ ở mức ý nghĩa
5%.

3.3. Tính dừng
Tất cả các biến quan tâm đều không có tính dừng ở nhiều mức độ, nhưng có tính dừng ở sai
phân bậc 1, ngoại lệ là chỉ số giá bán lẻ (RPI), mức chênh lệch sản lượng (HPOGAP).

4. PHÂN TÍCH THỰC NGHIỆM
Trong phần này, chúng tôi sẽ giới thiệu mô hình và báo cáo kết quả của phương pháp mô
hình VAR có tính dừng và VAR đồng liên kết, không có tính dừng.

4.1. Phương pháp Var đệ quy
Xây dựng mô hình
Dựa trên nền tảng của McCarthy (2000), chúng ta thừa nhận sự sắp xếp trong công thức đệ
quy, theo đó những biến động bởi phía cung thế giới (xấp xỉ bằng chỉ số giá cả hàng hóa
HWWA) và những biến động bởi phía cầu (như thể là công cụ đo lường lỗ hổng sản lượng
12

,
thước đo khoảng chênh lệch giữa sản lượng tiềm năng và sản lượng thực) là những ngoại lệ
đối với cú sốc của tỷ giá hối đoái trong giai đoạn t. Chúng được xác định trong mỗi chu kỳ
dựa theo kỳ vọng của thời kỳ trước đó kèm một sai số,
1
()
wp wp wp
t t t
t
E
  



1
1
()
wp y
t t t t
t
y E y a


  

12
1
()
wp y e
t t t t t

t
e E e b b
  


     


12
Xem Babic và Stucka (2000) khái quát những đo lường lỗ hỏng sản lượng ở Croatia.
Exchange Rate Pass – Through and Monetary Policy in Croatia
Nhóm 8 – Ngân hàng Đêm 4 – K21 Page 13
Trong đó: π
wp
là lạm phát trong giá cả hàng hóa thế giới, y
t
đo lường khoảng cách trong sản
lượng tiềm năng với thực tế, Δe
t
là sự thay đổi trong tỷ giá hối đoái, và ε
t
là những biến động
tương ứng phát sinh ở từng giai đoạn. Cú sốc tỷ giá này sau đo
́
dẫn đến lạm phát trong nước ,
đầu tiên là gia
́
ca
̉
nhà sản xuất và tiếp theo là gia

́
bán lẻ.
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
      


     

Những khác biệt trọng yếu có mối tương quan với nghiên cứu được đề cập ở trên là do chúng
tôi chưa tính đến một công cụ đo lường giá nhập khẩu do thiếu dữ liệu, và chúng tôi cũng
không đưa ra được một mô hình rõ ràng về hành vi của ngân hàng trung ương. Giả định rằng
Croatia là một nền kinh tế nhỏ mở không có ảnh hưởng quan trọng đến thị trường thế giới,

chúng tôi mong rằng hiệu ứng truyền dẫn từ tỷ giá hối đoái tác động lên giá nhập khẩu là
hoàn toàn trong một thời gian ngắn. McCarthy bổ sung thêm hai biến, đó là lãi suất (một
biến được cho rằng sẽ phản ứng lại với các biến nói trên theo một cách thức tương tự như
“vai trò” của ngân hàng trung ương) và sự tăng trưởng cung tiền, nhằm phản ánh hành vi của
cầu tiền. Trong bài nghiên cứu này, biến thứ nhất đã không tính đến, bởi vì không có thị
trường tiền tệ đúng nghĩa ở Croatia, có nghĩa là, lãi suất sẽ không phản ánh được hành vi của
thị trường được. Biến thứ hai được bổ sung theo một phương pháp không chuẩn bởi vì cung
tiền Croatia có cấu trúc riêng biệt, do tình trạng đô la hóa bởi đồng DEM cao. 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 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
     


        

Bắt đầu từ một hình thức cấu trúc đại diện bởi một tập hợp các phương trình tuyến tính động
của dạng chuẩn tắc:
01
()
t t t
A X A L X B





Trong đó: X
t
là p(=6)–chiều của vector có chứa các biến được quan tâm, A
0
mô tả mối quan
hệ đồng thời giữa các biến, A(L) là một ma trận bậc hữu hạn các đa thức trong toán tử trễ L,
và ε
t
là một vector (có thể xác định được) của các cấu trúc nhiễu, được hình thành từ các
phương trình mô tả hệ thống (xem ở trên) với ma trận hiệp phương sai Σ
ε
. Các yếu tố của
đường chéo góc khác không của ma trận B sẽ cho phép những biến động ảnh hưởng đến
nhiều hơn một biến. Vì nó được biết đến, mô hình cấu trúc không được quan sát. Dưới
những điều kiện nhẹ (A
0
khả nghịch), 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):
Exchange Rate Pass – Through and Monetary Policy in Croatia
Nhóm 8 – Ngân hàng Đêm 4 – K21 Page 14
1
01
()
t t t
X A A L X e





Phần dư của mô hình VAR vector e
t
= A
0
-1
Bε
t
là các biến ngẫu nhiên độc lập có cùng phân
phối, với ma trận phương sai-hiệp phương sai (vcv) ∑
e
. Từ đây, chúng ta có thể nhận thấy
được các mối quan hệ giữa các ma trận VCV (không quan sát) ε
t
và (quan sát) e
t
:
' 1 ' 1
0
( ) ( ) '
t t t t
E ee A BE ee B A



Trong mẫu này có chứa
11

00
ˆ
ˆˆ
ˆˆ
'
e
A BIB A


. Việc xác định đòi hỏi rằng phải có những
giới hạn có thể được áp đặt đối với A và B. Phân rã Cholesky, ban đầu được đề xuất bởi
Sims (1980) là phương pháp được biết đến nhiều nhất (và tiếp theo McCarthy (2000)). Theo
cách thức này, ma trận A được giả định là ma trận tam giác dưới, trong khi B được giả định
là ma trận đường chéo:

Theo biểu thức này, việc xác định những biến động phụ thuộc vào sự sắp xếp biến. Những
lời chỉ trích chính đưa ra trong phần lý thuyết là việc áp đặt tính đệ quy. Thật vậy, (khối) cấu
trúc đệ quy ngụ ý rằng “mức độ nội sinh” tăng lên theo thứ tự biến. Trong trường hợp của
chúng ta, lập luận này chống lại phân rã Cholesky có thể được đảo ngược xoay quanh: quy
trình sản xuất và giới hạn các mô hình tham gia một cách chính xác nhằm hợp lý hoá các loại
cấu trúc này.
Một khi mô hình đệ quy đã được ước lượng, một số kiểm nghiệm có thể được thực hiện.
Phân rã phương sai chỉ ra hệ số dự báo sai số phương sai của mỗi biến là thuộc tính từ chính
những biến động của nó và từ những biến động bắt nguồn từ biến khác (ngược dòng). Hàm
phản ứng xung cho thấy phản ứng dự kiến của từng biến đối với mỗi xung tác động. Các
phản ứng xung của MPI và RPI đến tỷ giá hối đoái sẽ cung cấp những ước tính về tầm quan
trọng của kênh tỷ giá hối đoái đối với lạm phát trong nước ở các giai đoạn khác nhau. Như
đã được đề cập ở trên, mô hình VAR ngụ ý rằng mối tương quan đồng thời được phản ánh
trong sự tương quan qua các phương trình còn lại. Nhân tử Cholesky thiết lập để tương quan
còn lại bằng 0 giữa một biến nhất định và biến khác trước khi sắp xếp (nhân quả).

Kết quả
Mô hình VAR khi lấy sai phân bậc nhất được ước tính với ba độ trễ, giải thích cho những tín
hiệu nhiễu tăng thêm trong chuỗi số liệu quan sát hàng tháng so với quan sát hàng quý. 6 * 3
Exchange Rate Pass – Through and Monetary Policy in Croatia
Nhóm 8 – Ngân hàng Đêm 4 – K21 Page 15
= 18 nghiệm đa thức đặc trưng nằm trong vòng tròn đơn vị, do đó hệ thống ổn định
13
. Theo
kiểm tra trực quan, phần dư của tất cả các dãy số hiển thị một số giá trị ngoại lai có ý nghĩa
thống kê
14
,

điều này giống như chúng ta đang mong đợi việc có ý nghĩa của những điều
không bình thường
15
. Để kiểm tra xem mô tả các dữ liệu này là phù hợp với các giả định sai
số là nhiễu trắng không, mối tương quan đa biến của các phần dư được tính toán. Sử dụng
một thử nghiệm Multiplier Lagrange (phân phối như X
2
(36)), giả thuyết H
0
: có sự tương
quan, không thể loại bỏ ở mức ý nghĩa 10% cho bất kỳ độ trễ <10 với kỳ vọng của độ trễ 6
(có ý nghĩa ở mức 10%, nhưng không phải ở mức 5%). Trong bảng 2, số liệu thống kê đơn
biến chẩn đoán được trình bày. Sự không bình thường rất lớn của chỉ số giá cả, đa biến
chuẩn tắc bị loại bỏ ở mức độ 5%. Bảng B3 trình bày ma trận tương quan của phần dư mà
mô hình VAR bỏ qua. Những yếu tố trên đường chéo góc khá gần với zero, như vậy, không
có sự tương quan đương thời nào bị bỏ qua bởi VAR.
Bảng 2. Các kiểm tra chẩn đoán.

Time series
Skewness (prob.)
Kurtosis (prob.)
JB (prob.)
DHWWA
-0.064 (0.82)
1.634 (0.01)
5.965 (0.05)
HPOGAP
-0.387 (0.17)
2.046 (0.09)
4.781 (0.09)
DKDAV
0.053 (0.85)
3.811 (0.15)
2.120 (0.35)
DMPI
0.929 (0.00)
4.393 (0.02)
17.08 (0.00)
DRPI
0.868 (0.01)
3.631 (0.26)
10.81 (0.01)
DM4
0.357 (0.20)
2.185 (0.15)
3.723 (0.16)
Ghi chú: Series là những sự khác biệt được nhập đầu tiên với ngoại lệ của khoảng cách đầu ra.

Skewness và độ nhọn của một phân bố bình thường là 0 và 3, tương ứng. Dưới mức không có giá trị
bình thường của các kiểm tra Jarque-Bera bình thường được phân phối như X
2
với 2 bậc tự do.
Một điểm thứ hai về kiểm tra quan hệ nhân quả của Granger, thực hiện trong khuôn khổ ước
lượng VAR (xem Bảng B4 trong phụ lục), khẳng định nguyên tắc đánh giá sơ bộ được đưa
ra ở trên. Thay đổi trong cung tiền rộng dường như có một hiệu ứng nhân quả lên lỗ hổng
sản lượng, giá nguyên vật liệu ảnh hưởng đến MPI, nhưng không ảnh hưởng đến RPI, và sự
loại trừ tỷ giá Kuna/Deutsche Mark như là một nguyên nhân cho mức giá không thể bị bác
bỏ ở các mức quy ước.

13
Nghiệm lớn nhất là cặp phức hợp tại 0.77.
14
Trong hình A3, đường nét đứt cho thấy 2 độ lệch chuẩn.
15
Chú ý rằng việc thêm vào các độ trễ cho mô hình VAR không thể loại bỏ các giá trị ngoại lai đáng kể.
Exchange Rate Pass – Through and Monetary Policy in Croatia
Nhóm 8 – Ngân hàng Đêm 4 – K21 Page 16
Bây giờ chúng ta chuyển sang phân rã phương sai và hàm phản ứng xung để ước tính VAR.
Trong khi các biến đứng trước vi phạm sự thay đổi trong một biến nội sinh xuống những cú
sốc thành phần đến các biến nội sinh trong VAR, chức năng phản ứng xung theo dõi các tác
động của một biến động đối với biến nội sinh trên các biến khác thông qua các cấu trúc động
lực của VAR. Phân rã phương sai hơn 10 giai đoạn cho những thay đổi trong tỷ giá hối đoái
và chỉ số giá được trình bày trong hình A4-A6. Nói chung, phương sai của tất cả các biến
chủ yếu được giải thích bởi sự đổi mới của chính nó ở tất cả các phạm vi. So sánh hai chỉ số
giá cả, cần lưu ý rằng những thay đổi trong chỉ số giá sản xuất (MPI) có thể là do sự thay đổi
trong chỉ số nguyên liệu thô và tỷ giá hối đoái. Trong trường hợp của RPI ở dưới, tầm quan
trọng cho các biến khác là không đáng kể. Điều này khẳng định rằng chỉ số giá trung gian chỉ
chịu ảnh hưởng bởi những thay đổi trong tỷ giá hối đoái, trong khi chỉ số giá bán lẻ định

hướng tiêu dùng không phản ứng với các yếu tố bên ngoài.
Hàm phản ứng xung được đưa ra trong hình A7 và A8. Hình thứ nhất (theo cột) thể hiện
những phản ứng của các biến khi tỷ giá hối đoái thay đổi. Câu trả lời là hầu như không có ý
nghĩa cho bất kỳ cặp biến nào. Sự thiếu ý nghĩa này là do ba yếu tố chính: thứ nhất, thực tế
rằng khoản thời gian quan sát chỉ diễn ra khoảng bảy năm. Thứ hai, quan sát theo số liệu
hàng tháng và do đó tín hiệu nhiễu khá cao. Thứ ba, tính biến động là khá thấp trong dữ liệu
quan sát, đặc biệt là tỷ giá hối đoái, làm giảm độ chính xác của việc ước tính. Trong hình A7,
MPI cho thấy một phản ứng tích cực nhưng không đáng kể đến cú sốc của tỷ giá. Thay vào
đó, RPI hầu như không phản ứng gì với sự thay đổi của tỷ giá hối đoái. Những phản ứng tích
lũy (tức về mức độ) đối với các xáo trộn trong sai phân bậc I (Hình A8) cung cấp cái nhìn
sâu sắc hơn một chút: ảnh hưởng của chính bản thân các biến có ý nghĩa trong toàn bộ giai
đoạn cho tất cả các biến, và rõ ràng (nhưng hầu như không đáng kể) có thể được nhìn thấy
trong MPI, chứ không phải trong RPI. Một lần nữa, nhấn mạnh rằng tỷ giá hối đoái có tác
động lâu dài lên giá sản xuất. Sự phát triển ngắn hạn của RPI có vẻ như được thúc đẩy bởi
các biến không theo mô hình trong các thiết lập hiện tại.
Mặc dù những kết quả này không cho phép đưa ra những tuyên bố chắc chắn về ảnh hưởng
của truyền dẫn tỉ giá trong ngắn hạn do thiếu ý nghĩa thống kê, khi so sánh với những gì đã
được tìm thấy trong một thiết lập tương tự cho một số quốc gia phát triển có tỷ giá thả nổi tự
do bởi McCarthy (2000). Ở đây, giá nhập khẩu có một tác động đáng kể trên nhiều thước đo
xuôi theo các mức giá, tuy nhiên, tỷ giá hối đoái thì không như vậy. Kết quả này có thể
không được xác nhận trong thiết lập của tác giả, cho thấy rằng chỉ số giá không được công
bố rộng rãi ở Croatia. Việc thiếu ý nghĩa của tác động truyền dẫn ở giai đoạn thứ hai có thể
được hiểu như là bằng chứng gián tiếp của các giới hạn đã được bàn luận ở trên: việc định
giá tới thị trường, những ràng buộc cũng thể chế, chẳng hạn như quản lí giá cả, làm giảm tác
động của sự chuyển dịch tỷ giá hối đoái. Những thông tin hạn chế trong các kết quả trên đưa
ra một cách tiếp cận khác, có tính đến mức độ thông tin hiện tại trong dữ liệu. Trong phần
Exchange Rate Pass – Through and Monetary Policy in Croatia
Nhóm 8 – Ngân hàng Đêm 4 – K21 Page 17
sau đây, chúng tôi sẽ tập trung vào mối quan hệ dài hạn giữa tỷ giá và chỉ số giá cuối cùng,
trong nghiên cư

́
u na
̀
y la
̀
giá bán lẻ.

4.2. Phương pháp tiếp cận đồng liên kết
Phương pháp tiếp cận VAR đồng liên kết có thể bổ sung thêm một số thông tin có giá trị vì
một số lý do. Thứ nhất, thuộc tính đồng liên kết là bất biến đối với một sự gia tăng của tổ
hợp thông tin, nếu chuỗi thời gian không dừng xuất hiện trong 1 mô hình nhỏ thì chúng vẫn
sẽ tương tự như vậy trong 1 mô hình lớn hơn
16
. Điều này cho phép sự ước lượng của 1 mô
hình chỉ bao gồm tỷ giá hối đoái và các mức chỉ số giá, dẫn đến các ước lượng hệ số chính
xác hơn. Thứ hai, cấu trúc lý thuyết phong phú hơn này cho phép áp đặt các giới hạn ngắn và
dài hạn và phân tích các tác động này. Thứ ba, các vấn đề quan hệ nhân quả Granger được
phân tích theo một hướng trực tiếp hơn. Kết quả của thử nghiệm nhân quả này được dự kiến
khác với các kết quả trên do chỉ có 3 chuỗi thời gian của lãi suất là được mô hình hóa.
Kiểm định thông số sai lệch đa biến chỉ ra rằng khi ước lượng với 3 độ trễ như trên, trong hệ
thống đồng liên kết VAR 3 biến, sự tự tương quan tại độ trễ 1 thì có ý nghĩa với mức ý nghĩa
5%, nhưng ở độ trễ 4 thì không. Hệ thống nhỏ nhất miễn trừ sự tự tương quan phần dư thì
bao gồm 4 độ trễ và cho phép đánh giá sơ bộ chuỗi thời gian đơn lẻ như trong bảng 3.
Bảng 3: Kiểm định sơ bộ

Ghi chú: r là hạng đồng liên kết, p là số biến(3), và dgf là bậc tự do, biểu hiện thống kê kiểm định
X
2
, có giá trị cao hơn 95% giá trị giới hạn, bác bỏ giả thuyết H
0

. Sự bác bỏ được in đậm.
Chuỗi thời gian là điều cần thiết cơ bản với hệ thống được ước lượng và tính dừng được loại
khỏi chuỗi thời gian. Những kiểm định trên những chuỗi đơn lẻ cho thấy rằng trong một mô

16
Tuy nhiên xu hướng phân tích thì có thể khác nhau đáng kể.
Exchange Rate Pass – Through and Monetary Policy in Croatia
Nhóm 8 – Ngân hàng Đêm 4 – K21 Page 18
hình nhỏ hơn, những biến ngoại sinh yếu ớt của chỉ số giá trung bình MPI không thể bị loại
khỏi tất cả hệ số hạng đồng liên kết r được lựa chọn. Những kiểm định đa biến cho thấy rằng
không có sự tự tương quan ở mức ý nghĩa quy ước cho độ trễ 1 và 4 (p-values lần lượt là
0.96 và 0.4), tính chuẩn tắc của phần dư VAR, một lần nữa, bị từ chối
17
. Mô hình thống kê
đơn biến ARCH cũng không có ý nghĩa, vì mô hình có vẻ khá chuyên biệt. Do đó, đồng liên
kết VAR được dự đoán bao gồm cả các biến ngoại sinh của chỉ số MPI. Cần lưu ý rằng việc
áp đặt các biến ngoại sinh của chỉ số MPI chỉ làm giảm nhẹ kiểm định đồng tương quan (lần
lượt là 0.86 và 0.18). Sự đồng tương quan giữa hai chuỗi biến nội sinh tương đương -0.032.
Các kiểm định thực nghiệm của một hệ thống nhỏ hơn chỉ bao gồm tỉ giá hối đoái và MPI
cho kết quả là không có sự đồng liên kết giữa hai chuỗi này.
Xây dựng mô hình
Mô hình đồng liên kết VAR(k) có thể được viết dưới dạng mô hình hiệu chỉnh sai số ECM
như sau:

Theo đó, X
t
là quá trình tự hồi quy p-chiều, k là độ trễ, ε
t
là một sai số i.i.d với trung bình =0
và phương sai Ω, , và D

t
bao gồm các biến giả theo mùa và can
thiệp. Giả thuyết I(1) cho rằng rank(Π) = r <p, tác giả có thể phân tích Π=αβ’ với α, β là ma
trận hạng ( r ) pxr, và hạng (p-r) với α
1
β
1
là các thực giao đầy đủ của α, β và
. Xu hướng bị giới hạn với không gian tương quan, ví dụ α’
1
μ
1
=0, vì tác giả không
quan sát các xu hướng trùng phương của chuỗi dữ liệu. Sự hiện diện của trung bình chuyển
động của giả thuyết I(1) đã chỉ ra quá trình tạo thành số liệu cho X
t
với hàm số của lỗi ε
t
, giá
trị nội tại A
o
và các biến trong D
t
, là:

Với ma trận toàn phần là một đẳng thức hữu hạn trong độ trễ L,
và A
o
là một hàm của giá trị nội tại.
Các vector đồng liên kết được dự đoán bởi mô hình hồi quy rút gọn của ΔX

t
với (X
t-1
, t), điều
chỉnh cho độ trễ khác nhau và hằng số (xem Johansen (1996), Theorem 6.2). Mô hình ước
lượng loại ra 84 quan sát và chứa một xu hướng giới hạn cho không gian đồng liên kết cũng
như các hằng số và biến giả theo mùa, bỏ qua 58 độ tự do.


17
Chú ý rằng những kết quả hợp lệ trong khung đồng liên kết dựa vào các giả định rằng phần dư là i.i.d, không là n.i.i.d.
Điều đó quan trọng và để tính toán tương quan phần dư, không cần phải chuẩn hóa.
Exchange Rate Pass – Through and Monetary Policy in Croatia
Nhóm 8 – Ngân hàng Đêm 4 – K21 Page 19
Kết quả
Kiểm định thống kê trace
18
cho hệ số đồng liên kết được tập hợp trong bảng 4 đã được ước
lượng với đầy đủ các thông tin như trong quy trình Johansen.
Bảng 4. Kiểm định hệ số đồng liên kết

Giả thuyết r = 0 rõ ràng là sai, trong khi giả thuyết thứ hai thì không. Những chứng cứ cho r
=1 có thể được thấy từ việc ước lượng hệ số điều chỉnh α, với hàm ý mức điều chỉnh ý nghĩa
(với mô hình sữa lỗi) chỉ với vector tương quan đầu tiên. Giá trị riêng của ma trận song hành
cũng chỉ ra r =1
19
.

Trong phần phân tích còn lại, tác giả đương nhiên giả định một vector
đồng liên kết. Bảng 5 cho thấy các ước lượng không giới hạn của mối tương quan đồng liên

kết β và hệ số điều chỉnh α được chuẩn hóa trong RPI.
Bảng 5. Các ước lượng không giới hạn
20


Để giải thích đơn giản hơn, có thể viết lại mối quan hệ cân bằng trong dài hạn như sau:
RPI=0.327 KDAV + 0.404 MPI +0.001t

18
Thống kê trace dùng để nhận biết các giá trị đặc trưng khác nhau đáng kể như thế nào từ số 0, kích thước của khoảng
cách đồng liên kết. Giả thiết H
0
thay đổi với r=i+1. Ở đây,
i
chứa đựng các giá trị riêng biệt trong hàm tối đa khả năng.
Chúng phù hợp với hệ số tương quan chuẩn tắc bình phương và cho thấy độ tương quan giữa tính dừng của hệ thống và
tính dừng tiềm tàng của vector đồng liên kết,
i
=0.271 chỉ ra một sự tương quan xấp xỉ 55%. Trace chỉ ra rằng thống kê
kiểm định từ CATS output (sự loại bỏ in đậm), và trace 95 cho một giá trị quan trọng, chính xác đến hơn 95% điểm phân
vị của thử nghiệm tỷ lệ khả năng cho hạng đồng liên kết, được thực hiện bởi Johansen (1996), Bảng 15.4.
19
Trong ma trận song hành, các giá trị riêng “gần” thống nhất với xu hướng ngẫu nhiên (p-r) của hệ thống. Trong trường
hợp hiện tại, chúng ta thấy rằng các giá trị riêng không giới hạn cao nhất tại 0.96 và 0.75, khi r=1 không có các giá trị
riêng còn lại nào tiến gần tới vòng tròn đơn vị, tức là không có xu hướng không dừng.
20
Các giá trị T cho hệ số điều chỉnh ở trong ngoặc. Để ước tính hệ số β, không có giá trị t nào được thu thập, từ một hệ
thống không có ý nghĩa kinh tế xác định. Các hệ số trong phạm vi đáng kể như một thiếu sót của các biến đơn hay đa
trong hệ thống có kết quả trong mức độ loại bỏ 1% của vector β hạn chế tương ứng.
Exchange Rate Pass – Through and Monetary Policy in Croatia

Nhóm 8 – Ngân hàng Đêm 4 – K21 Page 20
Bởi vì chỉ số giá bán lẻ có quan hệ đồng biến với tỷ giá hối đoái và chỉ số MPI trong suốt
khoản thời gian khảo sát, và yếu tố sau có ảnh hưởng lớn hơn. Việc điều chỉnh KDAV có thể
hiểu là hệ số truyền dẫn trong dài hạn, nghĩa là sự phá giá 10% sẽ dẫn đến giá bán lẻ tăng lên
3.3 %. Điều này không thể được xem là một quy luật, vì kết quả này không thể là một tham
số có ý nghĩa sâu – theo như Lucas – từ một mô hình có cấu trúc. Nó chỉ ra sự truyền dẫn có
ý nghĩa, sẽ cao hơn các quốc gia khác vốn dĩ có mức độ đô la hóa thấp hơn
21
. Tuy nhiên,
kích thước của sự truyền dẫn thì không thừa nhận ảnh hưởng của lương và giá mà được tổng
hợp từ những quan sát ngẫu nhiên. Mặt khác, chỉ số giá sản xuất có hệ số điều chỉnh trong
dài hạn là 0.4, nghĩa là 40% sự thay đổi trong chỉ số MPI đóng góp cho RPI. Hệ số điều
chỉnh ý nghĩa của RPI là một dấu hiệu đúng cho thấy sự hiệu chỉnh sai số có ý nghĩa. Cần
lưu ý là tỷ giá hối đoái cũng điều chỉnh đáng kể với sự mất cân bằng. Điều này thống nhất
với quan điểm đề cập ở trên rằng tỷ giá hối đoái là một phần bên trong của chính sách tiền tệ
của Croatia, được xem như một phần của sự thả nổi có quản lý (hay không thả nổi).

5. KẾT LUẬN
Bài nghiên cứu này tập trung nghiên cứu hiệu ứng truyền dẫn tỷ giá ở Croatia, có nghĩa là,
trong phạm vi mà tỷ giá thay đổi có tác động đến chỉ số giá nội địa. Phương pháp đo lường
hiệu ứng truyền dẫn là rất quan trọng vì nhiều lý do. Chính sách tiền tệ đương thời thường
nhìn nhận tỷ giá hối đoái như là một kênh chính của cơ chế truyền dẫn tiền tệ. Đặc biệt đối
với các nền kinh tế nhỏ mở cửa như Croatia, điều này đặc biệt thích hợp cho các nhà hoạch
định chính sách tiếp cận với phạm vi mà lạm phát nội địa bị tác động bởi tỷ giá hối đoái. Một
hiệu ứng truyền dẫn rộng lớn, nếu kết hợp với chỉ số giá và lương không rõ ràng (đô la hóa
thực), có thể là biểu hiện cho sự kìm hãm nghiêm trọng của tính hiệu quả của chính sách tiền
tệ và có thể cần đến sự chú ý đặc biệt vào tỷ giá. Việc thực thi chính sách tiền tệ ở Croatia có
thể mô tả là “kiểm soát nghiêm ngặt tỷ giá hối đoái” cũng là dựa trên giả định này.
Nghiên cứu đã ước lượng hệ số truyền dẫn bằng hai phương pháp. Thứ nhất là sử dụng tính
dừng, hệ Vector đệ quy mà trong đó những cú sốc của tỷ giá tác động đến chỉ số giá sản xuất

và chỉ số giá bán lẻ. Mặc dù chỉ số giá trung gian có vẻ có phản ứng đáng kể đến sự thay đổi
của tỷ giá cũng như sự thay đổi của chỉ số giá hàng hoá trong khi chỉ số giá bán lẻ không tác
động. Mặc dù việc không tính toán chỉ số giá nhập khẩu có ảnh hưởng đến sự chính xác của
ước lượng này, bằng chứng này cũng thống nhất với những phát hiện của McCarthy (2000)
cho hầu hết các nước tiên tiến. Phương pháp thứ 2 là mô hình VAR đồng liên kết, mà theo
đó các thông tin chứa đựng trong một chuỗi không dừng đã được khảo sát đầy đủ. Tập trung
vào dài hạn, cho thấy một kết quả rõ ràng hơn. Tác động truyền dẫn của tỉ giá hối đoái đến
chỉ số giá cả trung gian (chỉ số giá sản xuất MPI) không thể đo lường được nhưng hệ số tác

21
Hệ số so sánh được tìm thấy bởi Kuijs (2001) cho Slovakia là 0.2
Exchange Rate Pass – Through and Monetary Policy in Croatia
Nhóm 8 – Ngân hàng Đêm 4 – K21 Page 21
động dẫn truyền của tỉ giá hối đoái ước chừng 0.3 cho chỉ số giá bán lẻ . Sự khác biệt định
tính trong các kết quả có thể là do cấu trúc đệ quy định nghĩa tác động dẫn truyền của tỉ giá
hối đoái khá hẹp như là một chuỗi quan hệ nhân quả lên những thay đổi trong tỉ giá, trong
khi trong phương pháp đồng liên kết thì mối quan hệ tác động truyền dẫn của tỉ giá hối đoái
có thể được xem xét như một mẫu hình của các tác động vĩ mô, không nhất thiết là giải thích
mối quan hệ nhân quả. Trong bài nghiên cứu này, phương pháp đệ quy được sử dụng nhiều
hơn. Trong môt số trường hợp, hệ số ước lượng hiếm khi được xem như là bằng chứng cho
sự khuếch đại của chỉ số giá cả và tiền lương.
Có nhiều lý do để giải thích kỹ lưỡng cho kết quả trên. Thứ nhất, một sự quản lý và kiểm
soát giá cả chặt chẽ rộng khắp có khả năng làm giảm sự liên đới của giá tiêu dùng trong quá
khứ. Tuy nhiên, khi giá cả từng bước được nới lỏng, hệ số truyền dẫn chắc chắn sẽ tăng lên.
Thứ hai, sự biến thiên của tỷ giá trong suốt thời kỳ khảo sát là đặc biệt thấp. Chính điều này
đến lượt nó lại làm cho việc nhận định các quan hệ ý nghĩa về thống kê với các biến khác trở
nên khó khăn. Mặc dù vậy, điều quan trọng hơn là không thể kỳ vọng hiệu ứng truyền dẫn sẽ
thay đổi trong những điều kiện khác nhau. Không có gì đảm bảo được là khi sự thay đổi tỷ
giá được thông báo rõ ràng thì nền kinh tế sẽ phản ứng theo một cách giống nhau. Nếu việc
chuyển tiếp sang chế độ mới không được công chúng hiểu một cách rõ ràng, những sự thay

đổi trong tỉ giá lớn hơn có thể dễ dàng làm các mong đợi không còn tính ổn định nữa.
Tóm lại, những kết quả nghiên cứu khích lệ sự thay đổi dần dần khỏi chính sách cũ của mục
tiêu tỷ giá hối đoái thắt chặt. Có thể củng cố cho sự chuyển đổi chính sách kiểm soát chặt
chẽ tỷ giá trong quá khứ. Mặc dù những chú ý đã được chỉ ra ở trên, những phát hiện của
nghiên cứu này đã khẳng định Croatia không còn là một nền kinh tế bị đô la hoá hoàn toàn
và sự tác động giữa chỉ số giá và tỷ giá hối đoái đã được giới hạn trong quá khứ. Từ 1994,
qua một thời gian với mức lạm phát thấp, Ngân hàng trung ương Croatia đã thiết lập nguồn
lực mạnh và đạo luật ngân hàng trung ương đã nhận ra sự độc lập của nó và tập trung vào
mục tiêu lạm phát. Khi cơ chế giám sát được cải thiện và những quy định khôn ngoan, cẩn
trọng đã được điều chỉnh để đảm bảo rằng ngân hàng trung ương có thể kiểm soát sự rủi ro
tiền tệ và hạn chế sự tổn thương của hệ thống tài chính. Sự phát triển của thị trường tài chính
cung cấp cho người dân những công cụ phòng ngừa rủi ro tài chính. Kết quả là ảnh hưởng
của cán cân thanh toán chắc chắn sẽ trở nên kém quan trọng và sự ảnh hưởng của chính sách
tiền tệ được tăng cường.
Tuy nhiên, những phát hiện của nghiên cứu này vẫn không thể giải thích cho việc ủng hộ sự
thay đổi chính sách. Tác giả cần nhiều nghiên cứu hơn để đánh giá về sự thay đổi mà các nhà
hoạch định chính sách đang cân nhắc. Sự thành công trong quá khứ của chính sách tiền tệ
trong việc kiểm soát lạm phát và sự tổn thương dai dẳng của hệ thống tài chính trước sự thay
đổi của tý giá đã đưa ra những lý lẽ biện luận cho một cách tiếp cận bảo thủ.
Exchange Rate Pass – Through and Monetary Policy in Croatia
Nhóm 8 – Ngân hàng Đêm 4 – K21 Page 22

PHỤ LỤC
A. Hình
Hình A1: Mối quan hệ tương quan chéo giữa tỷ giá hối đoái với RPI (bản trên)
và MPI (bản dưới)


Hình A2: Sản lượng sản xuất và lỗ hỏng sản lượng

Exchange Rate Pass – Through and Monetary Policy in Croatia
Nhóm 8 – Ngân hàng Đêm 4 – K21 Page 23
Hình A3: Phần dư của VAR


Hình A4: Phân tích phương sai về sự thay đổi của Tỷ giá hối đoái HRK-DEM


Exchange Rate Pass – Through and Monetary Policy in Croatia
Nhóm 8 – Ngân hàng Đêm 4 – K21 Page 24
Hình A5: Phân tích phương sai về sự thay đổi trong chỉ số giá Sản xuất


Hình A6: Phân tích phương sai về sự thay đổi chỉ số giá bán lẻ