Đánh giá mối quan hệ tương quan giữa ERPT, chỉ số giá sản xuất (MPI) và chỉ số giá bán lẻ (RPI)

TRƯỜNG ĐẠI HỌC KINH TẾ THÀNH PHỐ HỒ CHÍ MINH
KHOA TÀI CHÍNH NGÂN HÀNG

ĐỀ TÀI:
TRUYỀN DẪN TỶ GIÁ HỐI ĐOÁI VÀ
CHÍNH SÁCH TIỀN TỆ Ở CROATIA
GV HD: TS. Nguyễn Thị Liên Hoa
Nhóm thực hiện: Nhóm 3
Lớp: Ngày 1 – Ngân hàng K22
TP Hồ Chí Minh, 2013
Cơ chế truyền dẫn tỷ giá hối đoái và chính sách tiền tệ ở Croatia
DANH SÁCH NHÓM 3

STT Họ và tên
Phân công công việc
(Dịch bài + Tổng hợp phần dịch)
Đánh
giá
1 Đinh Thế Dũng Phần V. A/ A Recursive Approach Tốt
2 Vũ Đức Long
Phần V.B/ A Cointegration
Approach
Tốt
3 Ngô Thị Thu Ngân
VI – Conclusion
Phần 5: Liên hệ thực tế tại Việt Nam
Tốt
4 Cao Bá Trình Phần V. A/ A Recursive Approach Tốt
5 Dương Thị Thanh Thảo
When the exchange rate "noise to

signal" ratio
Tốt
6 Nguyễn Thị Kim Uyên
Introduction - Table 1
Phần 5: Liên hệ thực tế tại Việt Nam
Tốt
7 Huỳnh Thúy Vy
: V - Data issue IV & C/
Stationarity at all levels
Tốt
Trang 2
Cơ chế truyền dẫn tỷ giá hối đoái và chính sách tiền tệ ở Croatia
TRUYỀN DẪN TỶ GIÁ HỐI ĐOÁI VÀ
CHÍNH SÁCH TIỀN TỆ Ở CROATIA

MỤC TIÊU NGHIÊN CỨU
• Bài nghiên cứu này nhằm làm rõ khái niệm truyền dẫn tỷ giá hối đoái (ERPT) và
ảnh hưởng truyền dẫn của tỷ giá hối đoái đến lạm phát và chỉ số giá cả nội địa
của Croatia.
• Đánh giá mối quan hệ tương quan giữa ERPT, chỉ số giá sản xuất (MPI) và chỉ số giá
bán lẻ (RPI).
• Từ những phân tích thực nghiệm về mức độ ảnh hưởng truyền dẫn của tỷ giá hối
đoái ở Croatia phân tích tác động truyền dẫn tỷ giá hối đoái đến chính sách tiền
tệ ở Croatia.
• Bài nghiên cứu còn đề cập đến sự ảnh hưởng truyền dẫn của tỷ giá hối đoái đến lạm
phát và chỉ số giá ở Việt Nam.
ĐỐI TƯỢNG NGHIÊN CỨU
• Mối tương quan giữa những biến đổi trong tỷ giá hối đoái và sự biến đổi trong chỉ số
giá sản xuất (MPI) và chỉ số giá bán lẻ (RPI)
• Tác động của truyền dẫn tỷ giá hối đoái có ảnh hưởng như thế nào đến lạm phát và

chính sách tiền tệ của Croatia.
PHƯƠNG PHÁP NGHIÊN CỨU
Sử dụng hai phương pháp định lượng:
- Phương pháp tiếp cận hồi quy: Sử dụng mô hình VAR, sử dụng kiểm định số nhân
Larange, kiểm định thuyết nhân quả Granger để kiểm định mối tương quan giữa sự
biến động của tỷ giá, giá cả nhập khẩu và sự biến động của chỉ số RPI, chỉ số MPI,
khoảng cách sản lượng đầu ra, giá cả nguyên liệu thô…
- Phương pháp tiếp cận đồng liên kết: Sử dụng mô hình hồi quy VAR đồng liên kết để
kiểm định mối tương quan dài hạn giữa sự thay đổi tỷ giá và sự thay đổi của chỉ số
RPI và MPI.
Trang 3
Cơ chế truyền dẫn tỷ giá hối đoái và chính sách tiền tệ ở Croatia
CẤU TRÚC TỔNG QUÁT
• Tìm hiểu khái niệm truyền dẫn tỷ giá hối đoái, tình trạng đô la hóa, tổng quan về
chính sách tiền tệ ở Crotia.
• Tìm hiểu một vài nghiên cứu trước đây về truyền dẫn tỷ giá hối đoái.
• Kiểm định mức độ ảnh hưởng truyền dẫn của tỷ giá hối đoái đến lạm phát, chỉ số giá
cả ở Croatia trong ngắn và dài hạn.
• Từ kết quả nghiên cứu, kết luận về những ảnh hưởng của truyền dẫn tỷ giá hối đoái
đến hiệu quả của chính sách tiền tệ ở Croatia.
• Liên hệ các bằng chứng thực nghiệm ở Việt Nam về sự ảnh hưởng của truyền dẫn tỷ
giá hối đoái và chính sách tiền tệ.
Trang 4
Cơ chế truyền dẫn tỷ giá hối đoái và chính sách tiền tệ ở Croatia
PHẦN 1: TỔNG QUAN LÝ THUYẾT
1. Khái niệm truyền dẫn của tỷ giá hối đoái
Có nhiều khái niệm về truyền dẫn tỷ giá hối đoái ERPT (Exchange Rate Pass-
Through) từ các nhà kinh tế bởi góc độ nghiên cứu của họ khác nhau.
Theo Goldberg và Knetter (1997) thì truyền dẫn tỷ giá hối đoái là phần trăm
thay đổi trong giá nhập khẩu do 1% thay đổi tỷ giá hối đoái danh nghĩa gây ra.

Mc.Carthy, J. (2000) thì xem xét dưới góc độ là mức chuyển của tỷ giá và giá
nhập khẩu đến giá cả sản xuất nội địa PPI và giá tiêu dùng CPI.
Theo các nghiên cứu của Lian (2006) và Nkunde Mwase (2006), khái niệm về
truyền dẫn tỷ giá hối đoái được hiểu rộng hơn, đó là mức chuyển của cú sốc tỷ giá vào
trong các chỉ số giá, bao gồm chỉ số giá nhập khẩu, chỉ số giá sản xuất và chỉ số giá
tiêu dùng, được sử dụng rộng rãi trong bài nghiên cứu của các tác giả ở nhóm nước
đang phát triển. Trong bài nghiên cứu này, chúng ta sẽ sử dụng góc độ nghiên cứu này
để tìm hiểu về ERPT.
Vậy: truyền dẫn tỷ giá hối đoái (ERPT) được hiểu là mức % thay đổi chỉ số giá
trong nước tính bằng đồng tiền của nước nhập khẩu khi TGHĐ danh nghĩa thay đổi 1%.
2. Cơ chế truyền dẫn tỷ giá hối đoái đến lạm phát
Câu hỏi được đặt ra là tại sao tỷ giá có thể tác động đến giá trong nước của một
quốc gia? Năm 1953 Milton Friedman đã lập luận rằng cơ chế tỷ giá thả nổi có thể
làm thay đổi nhanh chóng giá tương đối giữa các quốc gia: “Tăng tỷ giá làm giá hàng
hóa nước ngoài trở nên rẻ hơn khi tính bằng nội tệ, ngay cả khi giá của chúng tính
bằng ngoại tệ không thay đổi, và hàng hóa trong nước trở nên đắt hơn khi tính bằng
ngoại tệ, ngay cả khi giá của chúng không thay đổi nếu tính bằng nội tệ. Điều này làm
tăng nhập khẩu và giảm xuất khẩu”.
Trong học thuyết Goldberg và Knetter (1997) đã chỉ ra rẳng sự thay đổi trong
tỷ giá hối đoái có thể ảnh hưởng đến tỷ lệ lạm phát qua các chỉ số giá theo hai kênh là
trực tiếp và gián tiếp.
Trang 5
Cơ chế truyền dẫn tỷ giá hối đoái và chính sách tiền tệ ở Croatia
Trang 6
Đồng ền mất giá (tỷ giá tăng)
Tác động trực ếp
Tác động gián ếp
Đầu vào nhập khẩu đắt hơnHàng hóa nhập khẩu đắt hơn
Nhu cầu nội địa cho các hàng hóa thay thế
Nhu cầu xuất khẩu tăng

Chi phí sản xuất tăng
Hàng hóa thay thế vào hàng hóa xuất khẩu trở nên đắt hơn
Nhu cầu lao động tăng
Giá êu dùng tăng
Tiền lương tăng
Cơ chế truyền dẫn tỷ giá hối đoái và chính sách tiền tệ ở Croatia
Nguồn: Felix P.Hufner và Michael Schroder (2002)
- Kênh truyền dẫn trực tiếp: khi một cú sốc trong tỷ giá làm mất giá đồng nội
tệ, nghĩa là tỷ giá tăng. Điều này khiến giá cả hàng hóa nhập khẩu trở nên mắc hơn, tức
ảnh hưởng đến chỉ số giá nhập khẩu. Nếu hàng hóa đó được dùng cho mục đích tiêu
dùng cuối cùng, giá nhập khẩu sẽ ảnh hưởng lên chỉ số giá tiêu dùng; hoặc nếu hàng
hóa nhập khẩu là nguyên nhiên vật liệu dùng cho quá trình sản xuất, sẽ khiến chi phí
sản xuất tăng cao và như một hệ quả đẩy giá tiêu dùng tăng, gây ra áp lực lạm phát.
- Kênh truyền dẫn gián tiếp: khi có sự mất giá của đồng nội tệ, sẽ khiến hàng
hóa trong nước rẻ hơn, dẫn đến cầu xuất khẩu của quốc gia tăng. Điều này sẽ gây ra
một gia tăng trong cầu lao động, tiền lương và sau đó là tổng cầu, như một hệ quả, có
thể khiến lạm phát tăng. Tuy nhiên, ảnh hưởng này chỉ có thể diễn ra trong dài hạn, vì
tính chất cứng nhắc của giá cả trong ngắn hạn. Bên cạnh đó, tình trạng đô la hóa ngày
càng tăng trong nền kinh tế có thể là một nhân tố làm khuếch đại hiệu ứng truyền dẫn
gián tiếp này. Một khi tỷ giá biến động tăng, đồng nội tệ mất giá sẽ khiến cho giá cả
các tài sản được định giá bằng đồng ngoại tệ (như bất động sản, hàng hóa xa xỉ như ô
tô…) sẽ tăng lên. Và đây là nguyên nhân khiến giá cả tiêu dùng tăng.
Ngoài ra, các quyết định về FDI cũng có thể gây ra tác động truyền dẫn của tỷ
giá hối đoái: Khi đồng nội tệ của một nước giảm mạnh làm cho cầu của hàng hóa
nhập khẩu giảm và giảm mạnh tiền lương danh nghĩa tính bằng ngoại tệ. Điều này làm
cho các tập đoàn xuyên quốc gia đã mở chi nhánh và dịch chuyển cơ sở sản xuất vào
nước nội địa. Tăng trưởng sản xuất làm tăng cầu lao động và tăng tiền lương, khiến
Trang 7
Cơ chế truyền dẫn tỷ giá hối đoái và chính sách tiền tệ ở Croatia
cho sản xuất hàng hóa nội địa thay thế hàng nhập khẩu tăng thông qua FDI. Kết quả

làm cho giá tiêu dùng bị đẩy lên cao.
3. Truyền dẫn tỷ giá hối đoái hoàn toàn và truyền dẫn tỷ giá hối đoái không
hoàn toàn
Truyền dẫn tỷ giá hối đoái hoàn toàn (hệ số truyền dẫn bằng 1): nghĩa là khi tỷ giá
thay đổi 1%, thì lạm phát thay đổi đúng bằng 1%.
Truyền dẫn tỷ giá hối đoái không hoàn toàn (hệ số truyền dẫn nhỏ hơn 1): nghĩa là
tỷ giá thay đổi 1% thì tỷ lệ lạm phát thay đổi ít hơn 1%.
4. Những nhân tố ảnh hưởng đến mức truyền dẫn tỷ giá vào lạm phát
Có nhiều nhân tố quan trọng khác nhau – cả vĩ mô và vi mô – quyết định mức
truyền dẫn tỷ giá hối đoái. Theo bài nghiên cứu của Lian, An (2006):
Các nhân tố vi mô bao gồm:
 Việc định giá theo thị trường và điều chỉnh tăng giá (phần thêm vào giá vốn gồm chi
phí và lãi)
 Những đặc tính phân khúc thị trường như vận tải và chi phí phân phối, rào cản phi
thuế quan và vai trò của các công ty đa quốc gia
 Mức độ lợi tức theo quy mô (Là tỷ lệ mà theo đó sản lượng thay đổi khi số lượng của
tất cả các đầu vào thay đổi.)
 Tính co giãn cầu của hàng hóa nhập khẩu.
Các nhân tố vĩ mô bao gồm:
 Mức độ lạm phát và tính kéo dài của những biến động tỷ giá
 Môi trường chính sách tiền tệ
 Quy mô và độ mở của nền kinh tế.
5. Hiện tượng đô la hóa
Đô la hóa là: tình trạng ngoại tệ được sử dụng rộng rãi thay thế cho đồng bản tệ
trong toàn bộ hoặc một số chức năng tiền tệ.
Trang 8
Cơ chế truyền dẫn tỷ giá hối đoái và chính sách tiền tệ ở Croatia
Đô la hóa là 1 thuật ngữ kinh tế diễn tả tình trạng lượng tiền gửi bằng ngoại tệ
chiếm 30% trong tổng số lượng tiền tệ mở rộng bao gồm: Tiền mặt trong lưu thông,
tiền gửi không kỳ hạn, tiền gửi có kỳ hạn và tiền gửi ngoại tệ.

Tại sao lại xảy ra tình trạng đôla hoá?
Lo ngại bất ổn về kinh tế vĩ mô, quản lý của chính phủ, quyền với bất động sản,
hệ thống pháp lý người dân đổ xô đi mua các loại hình dự trữ tích luỹ khác. Để giữ giá
trị tài sản, người dân thường quy đổi bằng vàng hoặc đô la vì cơ bản 2 loại hình tiền tệ
này có tính ổn định cao. Thêm vào đó việc đồng nội tệ mất giá đã làm tăng lạm phát;
giá cả của tất cả các mặt hàng tăng cao làm khuyếch đại tác hại của việc đôla hóa.
Đô la hóa được phân ra làm 3 loại như sau:
- Đô la hóa không chính thức: là trường hợp đồng đô la được sử dụng rộng rãi
trong nền kinh tế, mặc dù không được quốc gia đó chính thức thừa nhận. Ở những
nước có nền kinh tế bị đô la hóa không chính thức, phần lớn người dân đã quen với
việc sử dụng đồng đô la nhưng Chính phủ vẫn cấm niêm yết giá hàng hóa bằng dollar,
cấm dùng đô la đối với hầu hết giao dịch trong nước.
- Đô la hóa bán chính thức hay còn gọi là đô la hóa từng phần là tình trạng
đồng đô la được sử dụng như một đơn vị kế toán, phương tiện trao đổi, dự trữ giá trị
và phương tiện thanh toán trong khi đồng nội tệ vẫn tồn tại và lưu thông. Đồng đô la
có chức năng như một đồng tiền hợp pháp thứ hai của nền kinh tế. Các nước ở tình
trạng này vẫn duy trì một NHTW để thực hiện chính sách tiền tệ của họ.
- Đô la hóa chính thức hay còn gọi là đô la hóa hoàn toàn xảy ra khi đồng
ngoại tệ là đồng tiền hợp pháp duy nhất được lưu hành. Nghĩa là đồng ngoại tệ không
chỉ được sẻ dụng hợp pháp trong các hợp đồng giữa các bên tư nhân mà còn hợp pháp
trong các khoản thanh toán của Chính phủ. Nếu đồng nội tệ còn tồn tại thì nó chỉ có
vai trò thứ yếu và thường chỉ là đồng tiền xu hay các đồng tiền mệnh giá nhỏ.
Thông thường, các nước chỉ áp dụng đô la hóa chính thức khi đã thất bại trong
việc thực thi các chương trình ổn định kinh tế.
PHẦN 2: TỔNG QUAN VỀ TÁC ĐỘNG TRUYỀN DẪN
TỶ GIÁ HỐI ĐOÁI VÀ CHÍNH SÁCH TIỀN TỆ Ở CROATIA
Trang 9
Cơ chế truyền dẫn tỷ giá hối đoái và chính sách tiền tệ ở Croatia
1. Tổng quan về Croatia
 Lịch sử hình thành của Croatia

Croatia tên chính thức Cộng hoà Croatia là một quốc gia ở Đông Nam Âu.
Nước này có hình dáng giống một vành trăng lưỡi liềm hay một chiếc yên ngựa, Lãnh
thổ lục địa của nó được chia thành hai phần không liền nhau chia cắt bởi đoạn bờ biển
ngắn của Bosnia và Herzegovina quanh Neum. Thủ đô (và thành phố lớn nhất) nước
này là Zagreb. Croatia giáp biên giới với Slovenia và Hungary ở phía bắc, Bosnia và
Herzegovina ở phía đông nam và Serbia và Montenegro ở phía đông.
Trải qua nhiều giai đoạn phát triển, Ngày 25 tháng 6 năm 1991, Croatia tuyên
bố độc lập và trở thành một quốc gia có chủ quyền.
Croatia định hướng theo một nền kinh tế thị trường, là quốc gia có thu nhập
cao và là một thành viên của Liên hiệp quốc, Hội đồng châu Âu, Tổ chức An ninh và
Hợp tác châu Âu, NATO, Tổ chức Thương mại Thế giới, CEFTA và là một thành
viên được bầu của Hội đồng Bảo an Liên hiệp quốc cho nhiệm kỳ năm 2008–09.
Nước này cũng là một thành viên của liên minh Châu Âu vào ngày 01-07-2013 và là
một thành viên sáng lập của liên minh Địa Trung Hải khi nó được thành lập năm
2008.
 Chính sách tiền tệ ở Croatia
Chính sách tiền tệ (CSTT) ở Croatia đã rất thành công trong việc cắt giảm lạm
phát bằng cách sử dụng tỷ giá hối đoái (TGHĐ) như một cái neo danh nghĩa. Chính sách
này, có thể được xem như là “một mục tiêu TGHĐ nghiêm ngặt”, đặc trưng bởi mức
dịch chuyển rất thấp của TGHĐ và dấu ấn tích cực của ngân hàng trung ương (NHTW)
đến thị trường ngoại hối. Mục tiêu TGHĐ nghiêm ngặt đã rất thành công trong cuối thời
kỳ siêu lạm phát và ổn định nền kinh tế vào giữa thập niên 1990 và mang lại tỷ lệ lạm
phát thấp trong suốt giai đoạn sau chiến tranh vào đầu những năm 1990.
Luật mới của Ngân hàng quốc gia Croatia (CNB), xác định rõ ràng sự ổn định
giá cả là một mục tiêu cơ bản của CSTT, giảm đi sự chú trọng vào TGHĐ. Việc tự do
hóa tài khoản vốn được đòi hỏi như là một phần của tiến trình hội nhập liên minh châu
Âu (EU) đang kiểm nghiệm khả năng của CNB trong việc duy trì kiểm soát chặt chẽ
TGHĐ. Sự phát triển của thị trường tài chính cung cấp những công cụ chính sách mới,
Trang 10
Cơ chế truyền dẫn tỷ giá hối đoái và chính sách tiền tệ ở Croatia

và tiến trình giảm dần vai trò của dự trữ bắt buộc đã mở ra những cơ hội mới cho việc
vận hành một thị trường mở theo một cách năng động hơn cho CNB. Vì vậy, thật hợp
lý để mong đợi rằng sự dao động TGHĐ sẽ trở nên dứt khoát hơn trong tương lai và
CNB sẽ có khả năng chịu đựng tốt hơn trước những biến động này.
Bên cạnh đó, chuyển biến trong hướng đi này sẽ mang lại lợi ích cho việc hiểu
biết nhiều hơn về cơ chế truyền dẫn, về cách thức mà TGHĐ truyền dẫn đến tỷ lệ lạm
phát nội địa. Sự đánh giá cao hay thấp TGHĐ tạo ra một tác động trực tiếp lên lạm
phát bằng việc thay đổi mức giá giao dịch thương mại bằng đồng tiền nội địa. Bằng
cách thay đổi giá tương đối của hàng hóa trong nước và nước ngoài, TGHĐ cũng ảnh
hưởng gián tiếp đến lạm phát thông qua những thay đổi trong hoạt động kinh tế.
Những nền kinh tế mở, nhỏ vốn phải chấp nhận giá trên thị trường thế giới trông chờ
những biến động trong TGHĐ để đưa vào mức giá trong nước, mức giá ở những giai
đoạn khác nhau của quy trình sản xuất chịu những ảnh hưởng khác nhau. Trong điều
kiện các yếu tố khác không đổi, giá cả nhập khẩu sẽ biến động theo tỷ lệ một - một
với TGHĐ, do bị chi phối bởi quy luật một giá. Khi những yếu tố đầu vào khác được
thêm vào, thước đo của mức giá tương ứng sẽ phản ánh tầm quan trọng của nhập khẩu
trong tiến trình sản xuất. Tuy nhiên, tác động truyền dẫn ước tính có thể đi chệch khỏi
tiêu chuẩn này vì một vài lý do. Mức giá mục tiêu trên thị trường ngoại hối có thể
khiến cho truyền dẫn trở về mức 0. Sự tồn tại của chi phí thực đơn kết hợp với sự điều
chỉnh giá đảm bảo rằng sự nhiễu giá trong TGHĐ sẽ không được phản ánh trong sự
thay đổi của mức giá khi nó ổn định và nhỏ tương đối trong một ngưỡng nào đó. Mức
kỳ vọng và những dạng khác nhau của chỉ số có thể ảnh hưởng lớn đến quả cuối cùng.
Tuy nhiên, TGHĐ có thể ảnh hưởng đến lạm phát thông qua
nhiều
kênh,
những bằng chứng thực nghiệm sẵn có từ các nền kinh tế còn hạn chế cho

đến cá c
nền kinh tế phát triển, đã chỉ ra tác động dẫn truyền l à thấp và giảm dần
(McCathy 2000).

Hiệu
ứng này dường như là nội sinh trong các cơ chế khác nhau và
có xu hướng nhỏ dần khi lạm phát thấp, xác nhận một cách gián tiếp tầm quan
trọng
của kỳ vọng trong cơ chế lan truyền (Chouri and Hakura 2001). Các
bằng
chứng về
tác động lan truyền thấp dường như không kéo dài ở những nền
kinh
tế đang ở giai
đoạn chuyển tiếp (Ross 1998; Kuijs 2001); điều này có thể là do sự thiếu tín nhiệm
Trang 11
Cơ chế truyền dẫn tỷ giá hối đoái và chính sách tiền tệ ở Croatia
của
các nhà chức trách về tiền tệ và những nhân tố cấu trúc, chẳng hạn như đặc tính
chấp nhận giá của những doanh nghiệp nội địa trên thị trường quốc tế. Một số đặc
trưng của nền kinh
tế
Croatia dường như ảnh hưởng đến cường độ của tác động dẫn
truyền. Croatia tạo thành một trường hợp trung gian có thể so sánh với
các
Quốc
gia đang chuyển tiếp trong thời kỳ mở cửa. Quan trọng hơn, Croatia là
một
nước mà
tình trạng Dollar hoá trong nền kinh tế rất mạnh, với sự thay thế tài sản trên diện
rộng. Chính điều
này
sẽ giải thích cho một tác động truyền dẫn
lớn.

2. Nỗi lo sợ về việc thả nổi và tình trạng dollar
hoá
Hầu hết những nền kinh tế thị trường mới nổi đều cho thấy một triệu chứng mà
Clavo và Reinhart (2000) đã gọi là “nỗi lo sợ thả nổi”. Do tác động mạnh mẽ của tỷ
giá mậu dịch và lạm phát kỳ vọng, NHTW ở các nền kinh tế nhỏ, mở khó có thể thờ ơ
trước những biến động của chúng. Trong nền kinh tế thị trường mới nổi, những mối lo
ngại này thường đi kèm với rủi ro cao về việc không có bảo hiểm tỷ giá - điều này làm
cho hệ thống tài chính có thể bị lung lay trước những biến động của TGHĐ. Kết quả
là NHTW ở những nền kinh tế này nói chung cảm thấy không thoải mái với sự biến
động của TGHĐ và can thiệp thường xuyên vào tỷ giá để bình ổn. Mặc dù vậy, không
có một cột mốc rõ ràng nào và NHTW buộc phải cho tỷ giá của họ “thả nổi”, nhưng
vẫn có thể có những sự can thiệp đáng kể và do đó, tỷ giá tương đối thiếu linh hoạt.
Croatia là một ví dụ điển hình về nỗi lo sợ thả nổi TGHĐ. Chính sách của CNB
để giải quyết vấn đề siêu lạm phát thời kì chiến tranh trong những năm đầu thập niên
90 là cột chặt tỷ giá với đồng Mark Đức. Sau khi sự ổn định đạt được năm 1994,
CSTT vẫn được điều khiển bằng sự chú trọng mạnh đến TGHĐ. Khả năng chịu đựng
của CNB trước những biến động về tỷ giá là tương đối thấp và những can thiệp là khá
máy móc. Về điểm này, thật thú vị để so sánh Croatia với những nền kinh tế đang
chuyển tiếp khác, với sự sắp đặt TGHĐ tương tự, tất cả các nước CH Séc, Slovakia,
Slovenia, Romania đều giống Croatia: “thả nổi có quản lí” theo sơ đồ phân loại của
IMF_ và một neo lỏng TGHĐ giống như Hungary. Trong khi 3 nước sau (Slovenia,
Romania, Hungary) có lịch sử sụt giảm giá liên tục kể từ năm 1994; Đồng tiền Croatia
có nét tương đồng với đồng tiền của CH Séc và Slovakia: đó là tương đối ổn định qua
thời gian, và trong nhóm những nước này, những biến động của tỷ giá là khá phẳng
Trang 12
Cơ chế truyền dẫn tỷ giá hối đoái và chính sách tiền tệ ở Croatia
lặng (Dữ liệu 1). Sự ấn tượng trực quan này được xác định bằng phương pháp đo
lường biến động của TGHĐ được trình bày ở Bảng 1. Trong đó Croatia có tỷ giá biến
động kém linh hoạt nhất. Trong giai đoạn tháng 1/1994 đến tháng 7/2001, phần trăm
thay đổi hàng tháng trong tỷ giá đồng Kuna/DM vượt quá biên độ 2,5% một khoảng

nhỏ là 1.1 %, thấp hơn nhiều so với các đồng tiền khác trong mẫu.
Hình 1: Tỷ giá DM ở một số quốc gia, 1994-2001 (trung bình theo tháng)
Khi cố định tỷ giá hối đoái, những cú sốc về cầu tiền và kỳ vọng sẽ được điều
tiết bởi NHTW thông qua việc mua hoặc bán dự trữ ngoại hối. Vì vậy, đối với một cú
sốc cho trước, sự biến động của dự trữ ngoại hối và cơ sở tiền luôn tỉ lệ nghịch với sự
linh hoạt của TGHĐ. Bảng 1 cho thấy dự trữ ngoại hối và cơ sở tiền ở Croatia là bất
ổn nhất trong nhóm các loại tiền tệ "ổn định", điều này cho thấy sự thiếu linh hoạt
tương đối trong tỷ giá đồng kuna/DM trên thực tế có thể là kết quả của một chính sách
có chủ đích của CNB. Khả năng chịu đựng thấp trước biến động của TGHĐ, và hệ
quả của biến động trong cơ sở tiền, sẽ được phản ánh trong tỷ lệ lạm phát. Thực tế,
biến động trong tỷ lệ lạm phát xuất hiện tương đối cao ở cộng hòa Séc và Slovakia,
Trang 13
Cơ chế truyền dẫn tỷ giá hối đoái và chính sách tiền tệ ở Croatia
trong khi tỷ giá hối đoái ổn định và chính sách thắt chặt tiền tệ đã dẫn tới tỷ lệ lạm
phát thấp ở Croatia.
Điều gì làm người ta lo sợ về việc thả nổi tỷ giá? Điều quan trọng nhất là mối
lo ngại về hậu quả của đô la hóa, tình trạng này là phổ biến ở Croatia. Tiền gửi ngoại
tệ chiếm hơn 60% trong lượng tiền mở rộng, một tỷ lệ lớn hơn rất nhiều so với phần
còn lại của mẫu (Hình 2). Nguồn căn của hiện tượng này xảy ra vào đầu những năm
90 ở Croatia và nước láng giềng Slovenia. Trên thực tế, mức độ đô la hóa của cả 2
nước là tương đối lớn vào năm 1994, khi ngoại tệ cũng được sử dụng như một phương
tiện thanh toán. Tình trạng này đã sớm diễn ra ở Slovenia và có một sự gián đoạn
tương đối nhỏ. Chiến tranh ở Croatia kéo dài cho đến năm 1995 và kèm theo là sự bất
ổn kinh tế trầm trọng và hiện tượng siêu lạm phát. Ngay cả sau khi đạt được sự ổn
định trong kinh tế vĩ mô vào năm 1994, tình trạng đô la hóa vẫn tiếp diễn đến năm
1998, và kể từ đó thì nó cũng không có bất cứ sự sụt giảm đáng kể nào.
Trang 14
Cơ chế truyền dẫn tỷ giá hối đoái và chính sách tiền tệ ở Croatia
Hình 2: Tình trạng dollar hóa ở một số quốc gia, 1994 - 2001
Trong tình huống này, bất kỳ chính sách tiền tệ độc lập nào cũng phải đối mặt

với những rủi ro nghiêm trọng từ sự bất ổn tài chính và mức độ hiệu quả của nó trong
kiểm soát lạm phát có thể sẽ bị hạn chế nghiêm trọng. Một sự thay đổi đột ngột trong
tỷ giá hối đoái có thể phá vỡ bảng cân đối kế toán của các công ty và cá nhân, làm gia
tăng nợ xấu và gây nguy hiểm cho sự ổn định của hệ thống ngân hàng. Hơn nữa, tác
động của chính sách thắt chặt tiền tệ có thể bị suy yếu nếu sự đánh giá tỷ giá hối đoái
giúp cải thiện tình hình tài chính của người dân với một tỷ lệ nợ ngoại tệ cao. Trong
trường hợp xấu nhất khi “thực sự bị đô la hóa” ("đô la hóa hoàn toàn"), giá cả và tiền
lương được thiết lập bằng ngoại tệ, chính sách tiền tệ trở nên hoàn toàn mất hiệu quả
và chỉ còn duy nhất một chiến lược có thể thực hiện là hướng tới mục tiêu TGHĐ (Ize
và tiền Yeyati, 2001).
Ngày nay, tình trạng đô la hóa ở Croatia chủ yếu được thúc đẩy từ sự thay thế
tài sản, vì dân chúng duy trì một tỷ lệ tiền tiết kiệm bằng ngoại tệ lớn và các ngân
hàng cung cấp cả các khoản cho vay bằng ngoại tệ và lập chỉ mục bằng ngoại tệ. Quan
Trang 15
Cơ chế truyền dẫn tỷ giá hối đoái và chính sách tiền tệ ở Croatia
sát ngẫu nhiên cho thấy nhiều loại giá cả, chủ yếu là bất động sản và hàng tiêu dùng
lâu bền, là một vài loại tài sản được tính theo giá ngoại tệ. Điều này sẽ giúp giải thích
cho một hệ số truyền dẫn lớn.
Trang 16
Cơ chế truyền dẫn tỷ giá hối đoái và chính sách tiền tệ ở Croatia
PHẦN 3: CÁC NGHIÊN CỨU TRƯỚC ĐÂY
Mối quan hệ giữa tỷ giá hối đoái và mức giá cả đã thu hút sự chú ý đáng kể kề
từ khi hệ thống Bretton Woods sự sụp đổ. Dưới hệ thống Bretton Woods, các NHTW
của các nước trừ Hoa Kỳ phải có nhiệm vụ duy trì TGHĐ cố định giữa các đồng tiền
của họ với đồng đôla. Họ làm điều này bằng việc can thiệp vào các thị trường ngoại
hối. Nếu đồng tiền của một nước quá cao so với đồng đôla thì NHTW của nước đó
cần phải bán tiền của mình để đổi lấy đôla, đẩy giá trị của đồng tiền đó xuống. Ngược
lại, nếu giá trị đồng tiền của một nước quá thấp thì nước đó cần phải mua vào tiền của
chính mình, do vậy sẽ đẩy giá của đồng tiền đó lên. Có rất ít bài viết phân tích cơ chế
truyền dẫn hoàn toàn, chẳng hạn, tác động của tỷ giá lên các loại giá nội địa khác nhau

- đo lường theo các phân đoạn khác nhau của dây chuyền sản xuất (bao gồm giá xuất
khẩu/nhập khẩu và chỉ số giá tiêu dùng). Thay vào đó, hầu hết các nghiên cứu tập
trung vào phân đoạn cụ thể, chẳng hạn như cơ chế truyền dẫn tỷ giá hối đoái (ERPT)
trong nhập khẩu/xuất khẩu, hoặc đồng bộ hóa việc đo lường các mức giá cả khác
nhau.
• Nghiên cứu tại các nước phát triển
Mc Carthy (2000) tiến hành phân tích những khác biệt về cơ chế truyền dẫn tỷ
giá hối đoái giữa các nước và những biến động của cơ chế truyền dẫn tỷ giá này theo
thời gian. Tác giả đi sâu phân tích trong mô hình VAR ổn định (kết hợp một đệ quy
chuỗi phân phối theo giá) tác động của sự thay đổi tỷ giá hối đoái và giá nhập khẩu
lên giá sản xuất và tiêu dùng. Dựa trên cơ sở dữ liệu quý trong giai đoạn từ 1976 đến
1998 và kiểm định mẫu của 9 quốc gia phát triển (Mỹ, Nhật Bản, Đức, Pháp, Anh, Bỉ,
Hà Lan, Thụy Điển và Thụy Sỹ), ông thấy rằng tác động của tỷ giá hối đoái phần nào
bị giới hạn và không ảnh hưởng đối với giá tiêu dùng trong khi giá nhập khẩu có ảnh
hưởng mạnh hơn.
Murgasova (1996) áp dụng phương pháp ước lượng khả năng tối đa Johansen
(ML) để phân tích những tác động của sự phá giá đồng Pesata Tây Ban Nha trong
cuộc khủng hoảng đồng tiền châu Âu (ERM) 1992-93. Tác giả tìm thấy một truyền
dẫn hoàn toàn tới giá nhập khẩu nhưng chỉ có 10% truyền dẫn tới CPL. Tốc độ truyền
dẫn thấp được giải thích do được bù đắp bởi tính chu kỳ của nền kinh tế.
Trang 17
Cơ chế truyền dẫn tỷ giá hối đoái và chính sách tiền tệ ở Croatia
Kim (1998) đưa ra bằng chứng ở Mỹ để ủng hộ một mối quan hệ nhân quả
chạy từ tỷ giá hối đoái đến giá cả trong 1 mô hình VAR đồng liên kết. Ông nhận thấy
hệ số truyền dẫn tỷ giá dài hạn đạt 0.24, nhưng không đề cập đến vấn đề điều chỉnh
trong ngắn hạn.
Dellmo (1996) tập trung vào mối quan hệ giữa việc đo lường các mức giá cả ở
Thụy Điển trong khung I(1), bao gồm các yếu tố có thể làm hạn chế những khía cạnh
tương tự, chẳng hạn như sự thay đổi tỷ suất lợi nhuận biên và năng suất.
Juselius (1999) phân tích mức độ hội tụ giá trong khung I chính thức(2).

• Nghiên cứu ở thị trường mới nổi
Ross (1998) đưa ra nhận định về Slovenia, bằng việc sử dụng một mô hình đệ
quy của nền kinh tế để phân tích
• Nghiên cứu giải thích tại sao ERPT không hoàn toàn
Goldberg và Knetter (1997) đã nghiên cứu tài liệu về cơ chế truyền dẫn tỷ giá
đối với giá nhập khẩu. Và câu hỏi quan trọng phát sinh trong bối cảnh này là tại sao
cơ chế truyền dẫn không hoàn toàn.
Dornbusch (1987) và Krugman (1987) cho thấy sự truyền dẫn nhỏ hơn tỉ lệ
1-1 có thể được giải thích bởi môi trường cạnh tranh không hoàn hảo, hoặc "định giá
theo giá thị trường". Theo đó trong thị trường cạnh tranh không hoàn hảo sẽ có các
hình thức độc quyền và người bán hoặc người mua có tác động đáng kể lên giá cả thị
trường. Nhà sản xuất nước ngoài điều chỉnh tăng giá để duy trì một thị phần ổn định
trong nền kinh tế nội địa. Hành vi chiến lược này có thể là nguồn căn điều khiển tỷ lệ
truyền dẫn tiến về 0
Gosh và Wolf (2001) cho thấy rằng truyền dẫn không hoàn toàn trong ngắn
hạn cũng có thể phát sinh từ chi phí thực đơn. Vài bài nghiên cứu cũng xem xét một
mẫu với số lượng các quốc gia lớn hơn. Giả dụ có một cú sốc dẫn tới mất cân đối giữa
tổng cung và tổng cầu khiến cho mức giá chung của nền kinh tế tăng lên, nghĩa là lạm
phát. Trong ngắn hạn, mức tăng giá là không lớn. Nhưng việc sửa lại (in ấn, phân phát
lại, ) các thực đơn, các báo giá để phản ánh sự tăng giá cả nhỏ nói trên lại không
Trang 18
Cơ chế truyền dẫn tỷ giá hối đoái và chính sách tiền tệ ở Croatia
nhỏ. Các doanh nghiệp phải chịu chi phí lớn hơn những lợi ích mà họ thu được nếu
tăng giá bán sản phẩm của mình. Vì vậy, các doanh nghiệp có xu hướng trong ngắn
hạn sẽ không thay đổi giá cả. Và vì vậy, họ cũng không thay đổi mức tiền công trả cho
lao động và cũng không thay đổi số lao động trong doanh nghiệp của mình.
• Nghiên cứu vai trò của Chính sách tiền tệ và ERPT
Clark (1999) xem xét phản ứng giá cả ở các giai đoạn sản xuất khác nhau
trong bối cảnh khác nhau, cụ thể là những phản ứng với một cú sốc chính sách tiền tệ
trong nước.

Kuijs (2001) phân tích việc truyền tải chính sách tiền tệ ở Slovakia bằng việc
sử dụng mô hình VAR đồng liên kết.
• Nghiên cứu mức độ mở cửa của thương mại và ERPT
Theo Goldfajn và Werlang (2000) - đưa ra khung lý thuyết rằng yếu tố chính
quyết định mức độ truyền dẫn là chu kỳ của nền kinh tế, sự đánh giá quá cao hay quá
thấp tỷ lệ lạm phát lúc đầu, và mức độ mở cửa của nền kinh tế. Họ cũng thấy rằng
truyền dẫn tỷ giá đạt đỉnh sau 12 tháng.
Trang 19
Cơ chế truyền dẫn tỷ giá hối đoái và chính sách tiền tệ ở Croatia
PHẦN 4: PHƯƠNG PHÁP NGHIÊN CỨU
PHÂN TÍCH DỮ LIỆU VÀ KẾT QUẢ
Dữ liệu của bài nghiên cứu là chuỗi thời gian hàng tháng được lấy từ nguồn
dữ
liệu IFS của IMF hoặc được cung cấp bởi CNB
.
Mặc dù các quan sát thường bắt
đầu từ tháng 1- 1992, nhưng mẫu quan sát này
sẽ
được giới hạn bắt đầu từ tháng 1-
1994 do sự ổn định chỉ đat được vào cuối
năm
1993. Các quan sát cho M4 bắt
đầu từ tháng 6-1994. Thời k ỳ ước lượng bị
giới
hạn bởi các chỉ số giá nguyên
nhiên liệu thô sẵn có 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 dẫn
truyền của tỷ giá vào lạm phát ở Croatia. Sau đó,
chúng
ta sẽ chuyển sang những
vấn đề của tính dừng. Hầu hết các chuỗi thời gian
bên
dưới 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.
1. Mô tả dữ liệu:
Trong biểu đồ 3 và A1 chúng ta đưa ra bằng chứng sơ bộ cho giả định hồi
quy.
Biểu đồ 1 thể hiện chuỗi thời gian (dưới dạng logarit) của tỷ giá hối đoái bình
quân
hàng tháng đồng Kuna trên đồng Mác Đức (HKR/DEM) và tỷ giá hối đoái
danh
nghĩa hiệu lực đa phương (NEER, được tính toán bởi IMF) cùng với 2 chuỗi
giá
, chỉ số
giá sản xuất (MPI) và chỉ số giá bán lẻ (RPI) tất cả đều được điều
chỉnh về
trung
bình và được phân vùng
.
Kiểm tra trực quan cho thấy rằng chỉ số RPI thì khó thay đổi theo tỷ giá và
chuỗi này
có

xu hướng ổn định. Chỉ số giá sản xuất phản ánh ngành công nghiệp và
vì vậy nên
có
xu hướng đi ngược lại, dường như thay đổi theo tỷ giá, mặc dù rất
chậm. Sự tăng
lên
đáng kể trong tỷ giá của nửa sau năm 1995 dường như được phản
ánh lại trong giá cả sản xuất (MPI) một năm sau đó. Sự giám giá kéo dài của đồng
Kuna bắt đầu vào đầu năm 1998 dường như lại dẫn đến sự gia tăng trong mức giá,
một lần nữa diễn ra gần 12 đến 15 tháng sau đó. Sự đánh giá sơ bộ này được xác nhận
bởi biểu đồ A1 trong Phụ lục, nơi những mối tương quan chéo giữa sự thay đổi trong
tỷ giá và những thay đổi kế tiếp sau trong các chỉ số giá được giới thiệu.
Trang 20
Cơ chế truyền dẫn tỷ giá hối đoái và chính sách tiền tệ ở Croatia
Biểu đồ A1: Sự tương quan chéo giữa sự thay đổi trong tỷ giá và
RPI (thanh trên) và MPI (thanh dưới)
Biểu đồ A1 chỉ ra rằng mối tương quan giữa thay đổi trong tỷ giá và thay đổi
trong MPI (thanh phía dưới) là dương từ tháng thứ 9 mãi đến tháng thứ 26 (có độ trễ),
với một cao điểm giữa tháng 13 và 16, tức là, sau đó khoảng một năm. Tuy nhiên, đỉnh
của hệ số tương quan không quá cao (0, 22), và nó chỉ nhỉnh hơn đáng kể. Điều này có
thể là do MPI đã chứa đựng ít các khoản phụ thuộc vào sự thay đổi trong TGHĐ hơn
những chỉ số khác. Ở Croatia, chưa có sự phá giá một cách đột ngột nào xảy ra, và do
đó, việc quy những thay đổi trong giá cả cho những sự biến động của tỷ giá càng khó
khăn. Sử dụng mối tương quan chéo cho RPI xác nhận ấn tượng trực quan được truyền
tải qua biểu đồ 3: Giá bán lẻ ít bị ảnh hưởng bởi sự biến động tỷ giá, sự tương quan
thường thay đổi dấu hiệu, và ít khi cao hơn 0, 10 (trong các điều kiện tuyệt đối).
Trang 21
Cơ chế truyền dẫn tỷ giá hối đoái và chính sách tiền tệ ở Croatia
Biểu đồ A3: Tỷ giá hối đoái và các chỉ số giá (theo logarit)
2. Mối quan hệ nhân quả GRANGER

2.1. Lý thuyết về Mô hình nhân quả
Granger:
Để kiểm định liệu có tồn tại mối quan hệ nhân quả Granger giữa hai
chuỗi
thời
gian X và Y trên Eviews, ta xây dựng hai phương trình
sau:
Để xem các biến trễ của X có giải thích cho Y (X tác động nhân quả Granger
lên
Y) và các biến trễ của Y có giải thích cho X (Y tác động nhân quả Granger lên
X)
hay không, ta kiểm định giả thiết sau
đây:
Phương trình (1): H
0
: α1 = α2 =…= αi = 0
Phương trình (2): H
0
: δ1 = δ2 =…= δj
=0
Để kiểm định giả thiết đồng thời này, ta sử dụng thống kê F của kiểm định
Wald
(Kiểm định tập hợp ràng buộc tuyến tính) và cách quyết định như sau
:
 Nhân quả Granger một chiều từ X sang Y nếu các biến trễ của X có
tác
động lên Y, nhưng các biến trễ của Y không tác động lên
X.
 Nhân quả Granger một chiều từ Y sang X nếu các biến trễ của Y có
tác

động lên
X, nhưng các biến trễ của X không tác động lên
Y.
Trang 22
Cơ chế truyền dẫn tỷ giá hối đoái và chính sách tiền tệ ở Croatia
 Nhân quả Granger hai chiều giữa X và Y nếu các biến trễ của X tác
động
lên
Y và các biến trễ của Y tác động lên
X.
 Không có quan hệ nhân quả Granger giữa X và Y nếu các biến trễ của
X
không
có tác động lên Y và các biến trễ của Y không tác động lên
X.
2.2. Điều kiện để thực hiện nhân quả
Granger:
 Các biến kinh tế vĩ mô và chỉ số giá phải là các chuỗi dừng và hoặc
đồng
liên kết (Không có hiện tượng tương quan
giả).
 Chiều hướng của mối quan hệ nhân quả có thể phụ thuộc vào số biến
trong
mô
hình. Nói cách khác, kết quả kiểm định Granger rất nhạy cảm với việc
lựa
chọn
độ trễ các biến. Nếu độ trễ được chọn bé hơn độ trễ thực sự, thì việc bỏ
sót
biến

trễ thích hợp có thể làm chệch kết quả. Ngược lại, nếu lớn hơn, thì số biến
trễ
không thích hợp sẽ làm cho các ước lượng không hiệu
quả.
 Các phần dư không có hiện tượng tương quan. Nếu có hiện tượng
tương
quan cần phải thực hiện việc chuyển sang một dạng mô hình thích hợp
hơn.
2.3. Mối quan hệ nhân quả Granger
Trong mục này, kiểm định Granger causality (GC) thực hiện theo cặp dựa trên
độ trễ của chuỗi thời gian đơn lẻ (kiểm định tiêu chuẩn F). Mục 3.1 trình bày kiểm
định GC Wald-type trong ước lượng VAR, tính đến luôn tất cả độ trễ của các biến số
tương ứng. Đầu tiên, phân tích nhân quả (xem Bảng B2 trong phụ lục) cho thấy bốn
yếu tố thực nghiệm:
• Thứ nhất, sự vô hiệu của không sử dụng thuyết nhân quả của Granger chạy từ sự thay
đổi trong cung tiền rộng (DM4) cho đến khoảng cách sản lượng đầu ra đều bị loại bỏ
khi mà tất cả đều có độ trễ. Điều này có thể được diễn giải như một tranh luận của
phái trọng cầu truyền thống, khi sự tăng trưởng của tiền mạnh làm gia tăng cân bằng
thực và gây ra cầu vượt cung.
• Thứ hai, sự thay đổi trong chỉ số giá bán lẻ (DRPI) giúp giải thích được khoảng cách
sản lượng đầu ra.
• Thứ ba, giả
thuyết
về khoảng cách sản lượng đầu ra không có mối quan hệ nhân quả
Granger với chỉ

số giá nguyên liệu thô (được tính toán bằng HWWA) bị bác bỏ
Trang 23
Cơ chế truyền dẫn tỷ giá hối đoái và chính sách tiền tệ ở Croatia
một cách

mạnh
mẽ. Chúng ta không đưa ra bất kỳ sự giải thích nào cũng như không
diễn dịch cho hiện tượng thống kê này vì nó không xác thực.
• Và sau cùng, chỉ số vật liệu thô cùng loại có vẻ “dẫn dắt” chỉ số giá sản xuất. Kết quả
này
thích hợp với mô hình được chọn lựa cho cấu trúc hồi quy của mô hình
thực
nghiệm : trật tự được đặt ra (DHWWA → HPOGAP→ DKDAV→
DMPI→
DRPI→ DM4) không gặp phải những chống đối thực nghiệm. Ứng
với
một
độ trễ, chỉ có giả thuyết DKDAV tác động đến DM4 bị bác bỏ tại mức
ý
nghĩa
5%. Thử nghiệm với một sự sắp xếp khác (bằng cách nhóm DM4 trước hoặc sau
HPOGAP) đã không thay đổi kết quả về cơ bản. Chú ý rằng sự thay đổi trong tỷ giá
đang “dẫn dắt” lạm phát MPI chỉ có ý nghĩa tại 3 chỗ trễ pha và RPI hoàn toàn không
bị ảnh hưởng.
2.4. Tính dừng
Trong phần này, qui trình liên kết dữ liệu được làm rõ. Để ước tính VAR
không ràng buộc
, chuỗi
thời
gian đưa ra được giả định là dừng. Bảng B2 (trong
phần phụ lục) đưa ra
những
điểm đặc trưng. Hai kiểm định tiêu chuẩn của phương
pháp kiểm định nghiệm
đơn

vị được ứng dụng, được gia tăng bởi Dickey- Fuller
(ADF) và

Phillips-Perron (PP). Những kiểm định này được tiến hành cho giai
đoạn bắt
đầu
từ tháng 1 năm 1994 (ngoại trừ cung tiền M4, chỉ có từ tháng 6
năm 1994
đến
tháng 5 năm 2001). Với loại kiểm định này, tính vô hiệu của giả
thuyết về
nghiệm
đơn vị (UR) được kiểm định tương phản với sự thay thế của
tính dừng. Về cơ bản có thể
nhận
thấy tất cả các biến được quan tâm không dừng
ở các mức ý nghĩa, nhưng dừng
ở
sai phân bậc nhất. Ngoại trừ RPI và IP (mức
sản lượng công nghiệp)/sản lượng đầu ra
.
Không quá ngạc nhiên rằng một chuỗi thời
gian các mức giá được xem như
dừng,
hầu hết những bằng chứng thực nghiệm từ
những quốc gia khác chỉ ra trình tự
cao
hơn của sự kết hợp, bao gồm tính không
dừng tiềm ẩn của tỷ lệ lạm phát, chẳng hạn,

sai phân bậc nhất. Những biểu hiện
trực quan đầu tiên của xu hướng dừng được xác nhận bởi sự thật rằng nếu kiểm
định nghiệm đơn vị (UR) không bao gồm xu

hướng thời gian, tính dừng bị bác bỏ.
Chuỗi dữ liệu IP tự
nó
không thể hiện xu hướng mạnh mẽ và khoảng cách sản
lượng đầu ra
cũng
không, xem biểu đồ A2 trong phần phụ lục. Trong phần đầu của
Trang 24
Cơ chế truyền dẫn tỷ giá hối đoái và chính sách tiền tệ ở Croatia
điều tra
thực
nghiệm. Mô hìnhVAR hồi quy, chuỗi dữ liệu sẽ được bao hàm trong
sai phân
bậc
nhất ngoại trừ khoảng cách sản lượng đầu ra. Mô hìnhVAR đồng
liên kết chỉ
sử
dụng 3 chuỗi thời gian (tỷ giá hối đoái và hai chỉ số giá (MPI và
RPI), tại tất cả
các
mức ý
nghĩa).
3. Phân tích thực nghiệm
3.1. Cách tiếp cận hồi quy
• Thiết lập mô
hình

Theo McCarthy (2000), chúng ta thừa nhận trật tự hồi quy mà dưới nó
là
những cú sốc cung quốc tế (xấp xỉ bởi chỉ số giá nguyên liệu thô HWWA)
và
những cú sốc cầu (như là thước đo của khoảng cách sản lượng đầu ra) là
ngoại
sinh với những cú sốc tỷ giá hối đoái trong giai đoạn t. Chúng được xác định
trong
mỗi giai đoạn bằng những dự báo của giai đoạn trước đó và sai
số:
πtwp
= E
t-1
(
πtwp) + εtwp
yt = Et-1 (yt) + a1 εtwp +εyt
Δet = Et-1(Δet) + b1 εtwp + b2 εtwp + εtΔe
Trong
đó
t
wp
là mức lạm phát trong giá cả hàng hóa thế
giới
y
t
là thước đo khoảng cách sản lượng đầu
ra
Δet
là sự thay đổi trong tỷ giá hối
đoái

εt
là những cú sốc tương ứng trong mỗi giai
đoạn
Cú
sốc tỷ giá hối đoái này hiện diện trong lạm phát nội địa, đầu tiên là ở mức
độ

nhà
sản xuất, sau đó là ở mức độ bán
lẻ.
πtmpi
= E
t-1
(
πtmpi) +c1 εtwp + c2 εty + c3 εtΔe+ εtmpi
πtrpi
= E
t-1
(
πtrpi) +d1 εtwp + d2 εty + d3 εtΔe+ d4 εimpi + εtrpi
Điểm khác biệt chính liên quan tới bài nghiên cứu được đề cập ở trên đó
là
chúng tôi không bao gồm thước đo giá nhập khẩu do thiếu dữ liệu, và không mô
tả
rõ ràng hành vi của NHTW. Vì Croatia là một nền kinh tế nhỏ
mở
và không có
sức mạnh đáng kể nào trên thị trường thế giới, chúng tôi dự báo
rằng
tác động lan

truyền đối với giá nhập khẩu là hoàn toàn trong một thời gian ngắn. McCarthy bổ
Trang 25