Luận văn thạc sĩ Nghiên cứu mối quan hệ giữa truyền dẫn tỷ giá hối đoái và điều hành chính sách tiền tệ ở Việt Nam

BỘ GIÁO DỤC VÀ ĐÀO TẠO
TRƯỜNG ĐẠI HỌC KINH TẾ Tp. HCM

NGUYỄN THỊ MINH NGỌC
NGHIÊN CỨU MỐI QUAN HỆ GIỮA TRUYỀN
DẪN TỶ GIÁ HỐI ĐOÁI VÀ ĐIỀU HÀNH CHÍNH
SÁCH TIỀN TỆ Ở VIỆT NAM
LUẬN VĂN THẠC SĨ KINH TẾ
TP. Hồ Chí Minh – Năm 2013
BỘ GIÁO DỤC VÀ ĐÀO TẠO
TRƯỜNG ĐẠI HỌC KINH TẾ Tp. HCM

NGUYỄN THỊ MINH NGỌC
NGHIÊN CỨU MỐI QUAN HỆ GIỮA TRUYỀN
DẪN TỶ GIÁ HỐI ĐOÁI VÀ ĐIỀU HÀNH CHÍNH
SÁCH TIỀN TỆ Ở VIỆT NAM
Chuyên ngành: Tài chính – Ngân hàng
Mã số: 60340201
LUẬN VĂN THẠC SĨ KINH TẾ
Người hướng dẫn khoa học: TS. Nguyễn Khắc Quốc Bảo
TP. Hồ Chí Minh – Năm 2013
LỜI CAM ĐOAN
Tác giả xin cam đoan đây là công trình nghiên cứu của riêng tác giả với sự giúp đỡ
của Thầy hướng dẫn và những người mà tác giả đã cảm ơn. Số liệu thống kê được
lấy từ nguồn đáng tin cậy, nội dung và kết quả nghiên cứu của luận văn này chưa
từng được công bố trong bất cứ công trình nào cho tới thời điểm hiện nay.
Tp. Hồ Chí Minh, tháng 09 năm 2013
Tác giả
Nguyễn Thị Minh Ngọc
MỤC LỤC
Tóm tắt 1

1.Giới thiệu 2
2.Tổng quan các kết quả nghiên cứu trước đây 4
2.1.Truyền dẫn tỷ giá hối đoái lên chỉ số giá cả trong nước 4
2.2.Truyền dẫn tỷ giá hối đoái theo chuỗi giá cả 10
2.3.Truyền dẫn tỷ giá hối đoái và chính sách tiền tệ 12
3.Phương pháp nghiên cứu 16
3.1.Tìm hiểu về VAR 16
3.2.Mô hình nghiên cứu 19
3.3.Mô tả dữ liệu 22
3.4.Xác định điểm gãy cấu trúc 25
4.Kết quả nghiên cứu 30
4.1.Các kiểm định ban đầu 30
4.1.1.Kiểm định nghiệm đơn vị 30
4.1.2.Kiểm định độ trễ tối ưu 32
4.1.3.Kiểm định tính ổn định mô hình 34
4.2.Phân tích phản ứng xung 34
4.3.Phân rã phương sai 39
4.4.Kiểm định robustness 42
5.Kết luận 47
TÀI LIỆU THAM KHẢO 49
PHỤ LỤC 55
DANH MỤC CHỮ VIẾT TẮT
ADF
: Augmented Dickey – Fuller
AIC
: Akaike Information Criterion
CPI
: Chỉ số giá tiêu dùng (Consumer Price Index)
ERPT
: Truyền dẫn tỷ giá hối đoái (Exchange Rate Pass Through)

GSO
: Tổng cục Thống kê Việt Nam (General Statistics Office)
HP
: Hodrick Prescott
IFS
: Thống kê tài chính quốc tế (International Financial Statistics)
IMF
: Quỹ Tiền tệ quốc tế (International Money Fund)
IMP
: Chỉ số giá nhập khẩu (Import Price Index)
LM
: Lagrange Multiplier
LR
: Likelihood Ratio
NEER
: Tỷ giá hối đoái danh nghĩa hiệu lực đa phương (Nominal Effective
Exchange Rate)
OECD
: Tổ chức Hợp tác và Phát triển Kinh tế (Organization for Economic
Cooperation and Development)
OLS
: Phương pháp ước lượng bình phương bé nhất (Ordinary Least Squares)
PP
: Phillips – Perron
PPI
: Chỉ số giá sản xuất (Production Price Index)
REER
: Tỷ giá hối đoái thực hiệu lực đa phương (Real Effective Exchange Rate)
SC
: Schowarz Information Criterion

SVAR
: Mô hình véc tơ tự hồi quy cấu trúc (Structural Vector Autoregressive
Model)
UNDP
: Chương trình Phát triển Liên Hiệp Quốc (United Nations Development
Program)
VAR
: Mô hình véc tơ tự hồi quy (Vector Autoregressive Model)
VECM
: Mô hình véc tơ hiệu chỉnh sai số (Vector Error Correction Model)
WLS
: Phương pháp ước lượng bình phương bé nhất có trọng số (Weighted
Least Squares)
WTO
: Tổ chức Thương mại thế giới (World Trade Organization)
DANH MỤC BẢNG
Bảng 3.1 : Kết quả kiểm định LR 28
Bảng 4.1: Kiểm định nghiệm đơn vị theo phương pháp ADF – chuỗi dữ liệu 1/2001
– 10/2007 30
Bảng 4.2: Kiểm định nghiệm đơn vị theo phương pháp ADF – chuỗi dữ liệu
11/2007 – 12/2012 31
Bảng 4.3: Kết quả kiểm định nhân tử Lagrange ở độ trễ 4 33
Bảng 4.4: Kết quả hàm phản ứng xung của các chỉ số giá với cú sốc 1% thay đổi
trong phần dư phương trình hồi quy NEER ở giai đoạn trước (1/2001 – 10/2007) .34
Bảng 4.5: Kết quả hàm phản ứng xung của các chỉ số giá với cú sốc 1% thay đổi
trong phần dư phương trình hồi quy NEER ở giai đoạn sau (11/2007 – 12/2012) 35
Bảng 4.6: Tầm quan trọng của cú sốc tỷ giá hối đoái trong việc giải thích biến động
của chỉ số giá tiêu dùng – ở giai đoạn trước và giai đoạn sau 42
DANH MỤC HÌNH VẼ
Hình 2.1: Các kênh truyền dẫn tỷ giá hối đoái 5

Hình 3.1: Diễn biến lạm phát của Việt Nam từ tháng 1/2001 đến tháng 12/2012 26
Hình 4.1: Kết quả kiểm định AR Roots 34
Hình 4.2: Phản ứng của chỉ số giá nhập khẩu IMP với cú sốc 1% thay đổi trong
phần dư phương trình hồi quy NEER 35
Hình 4.3: Phản ứng của chỉ số giá sản xuất PPI với cú sốc 1% thay đổi trong phần
dư phương trình hồi quy NEER 37
Hình 4.4: Phản ứng của chỉ số giá tiêu dùng CPI với cú sốc 1% thay đổi trong phần
dư phương trình hồi quy NEER 37
Hình 4.5: Tổng hợp phản ứng của các chỉ số giá với cú sốc 1% thay đổi trong phần
dư phương trình hồi quy NEER 38
Hình 4.6: Kết quả phân rã phương sai biến chỉ số giá tiêu dùng – giai đoạn trước
(1/2001 – 10/2007) 40
Hình 4.7: Kết quả phân rã phương sai biến chỉ số giá tiêu dùng – giai đoạn sau
(11/2007 – 12/2012) 40
Hình 4.8: Tổng hợp phản ứng của các chỉ số giá với cú sốc 1% thay đổi trong phần
dư phương trình hồi quy NEER – Thứ tự Cholesky thay thế 1 43
Hình 4.9: Tổng hợp phản ứng của các chỉ số giá với cú sốc 1% thay đổi trong phần
dư phương trình hồi quy NEER – Thứ tự Cholesky thay thế 2 44
Hình 4.10: Kết quả phân rã phương sai biến chỉ số giá tiêu dùng – giai đoạn trước
(1/2001 – 10/2007) – Thứ tự Cholesky thay thế 1 44
Hình 4.11: Kết quả phân rã phương sai biến chỉ số giá tiêu dùng – giai đoạn sau
(11/2007 – 12/2012) – Thứ tự Cholesky thay thế 1 45
Hình 4.12: Kết quả phân rã phương sai biến chỉ số giá tiêu dùng – giai đoạn trước
(1/2001 – 10/2007) – Thứ tự Cholesky thay thế 2 45
Hình 4.13: Kết quả phân rã phương sai biến chỉ số giá tiêu dùng – giai đoạn sau
(11/2007 – 12/2012) – Thứ tự Cholesky thay thế 2 46
1
Tóm tắt
Bài nghiên cứu này tìm hiểu mối quan hệ giữa truyền dẫn tỷ giá hối đoái vào giá cả
trong nước và việc điều hành chính sách tiền tệ kiểm soát lạm phát ở Việt Nam.

Bằng cách sử dụng mô hình véc tơ tự hồi quy, cơ chế truyền dẫn tỷ giá hối đoái
được phân tích qua hai giai đoạn, giai đoạn thứ nhất khi lạm phát ổn định và giai
đoạn thứ hai khi lạm phát biến động mạnh, đồng nghĩa với việc điều hành chính
sách tiền tệ kiểm soát lạm phát trở nên kém hiệu quả. Kết quả nghiên cứu cho thấy
mức độ truyền dẫn tỷ giá hối đoái vào giá cả trong nước tăng từ giai đoạn thứ nhất
sang giai đoạn thứ hai, đồng thời cú sốc tỷ giá hối đoái cũng gia tăng mức độ đóng
góp vào biến động giá cả trong nước khi so sánh giữa hai giai đoạn. Bài nghiên
cứu cũng đưa đến kết luận phù hợp với hầu hết các nghiên cứu trước đây về cùng
chủ đề, đó là hiệu ứng truyền dẫn tỷ giá hối đoái ở Việt Nam giảm dần dọc theo
chuỗi giá cả.
2
1.Giới thiệu
Từ những năm 1970, các nhà kinh tế học đã nghiên cứu về những tác động của cú
sốc tỷ giá hối đoái đối với giá cả trong nước, gọi chung là truyền dẫn tỷ giá hối
đoái. Cho đến nay, đã có một số lượng lớn các công trình lý thuyết cũng như thực
nghiệm về vấn đề này ở các quốc gia và các ngành công nghiệp khác nhau, với các
biến số và chuỗi thời gian khác nhau.
Trong số lượng lớn các công trình đó, nhiều nghiên cứu cho thấy có mối quan hệ
giữa truyền dẫn tỷ giá hối đoái và chính sách tiền tệ. Taylor (2000) nhận thấy những
thay đổi trong hiệu ứng truyền dẫn tỷ giá hối đoái có thể là do những thay đổi trong
chính sách tiền tệ. Cụ thể hơn, tác giả khẳng định một chính sách tiền tệ càng tập
trung vào ổn định lạm phát, với mức độ lạm phát thấp sẽ làm giảm đáng kể hiệu
ứng truyền dẫn tỷ giá. Lý thuyết này đã nhận được sự đồng tình của đông đảo các
nhà nghiên cứu sau này, như: Choudhri và Hakura (2001), Gagnon và Ihrig (2004),
Zorzi, Hahn và Sanchez (2007), Mishkin (2008), và gần đây nhất là Coulibaly và
Kempf (2010).
Tại Việt Nam, quá trình tự do hóa và hội nhập đa phương diễn ra mạnh mẽ trong
những năm gần đây. Bên cạnh những tác động tích cực như quy mô thương mại
tăng nhanh, đầu tư từ nước ngoài ngày càng nhiều,… thì tiến trình tự do hóa và hội
nhập đa phương cũng làm tăng tính bất ổn của nền kinh tế, lạm phát tăng cao. Từ đó

vấn đề về độ nhạy cảm của lạm phát trong nước đối với các cú sốc, trong đó có cú
sốc tỷ giá hối đoái ngày càng thu hút sự quan tâm của các nhà hoạch định chính
sách và các nhà nghiên cứu. Tuy nhiên, số lượng các nghiên cứu về chủ đề này ở
Việt Nam vẫn còn ít, ví dụ như Võ Văn Minh (2009), Bạch Thị Phương Thảo
(2011), Trần Ngọc Thơ và cộng sự (2012), Nguyễn Thị Ngọc Trang và Lục Văn
Cường (2012), đặc biệt, vẫn chưa có nghiên cứu nào về mối quan hệ giữa hiệu ứng
truyền dẫn tỷ giá hối đoái và điều hành chính sách tiền tệ kiểm soát lạm phát ở Việt
Nam.
3
Luận văn này nghiên cứu thực nghiệm mối quan hệ giữa hiệu ứng truyền dẫn tỷ giá
hối đoái và điều hành chính sách tiền tệ kiểm soát lạm phát ở Việt Nam, bằng cách
sử dụng mô hình véc tơ tự hồi quy, nghiên cứu trong chuỗi dữ liệu từ tháng 1 năm
2001 đến tháng 12 năm 2012. Cụ thể, luận văn này trả lời cho các câu hỏi sau: (1)
Hiệu ứng truyền dẫn tỷ giá hối đoái ở Việt Nam thay đổi như thế nào khi điều hành
chính sách tiền tệ kiểm soát lạm phát thay đổi? (2) Hiệu ứng truyền dẫn tỷ giá hối
đoái ở Việt Nam thay đổi như thế nào dọc theo chuỗi giá cả?
Để trả lời cho mục tiêu nghiên cứu này, chuỗi dữ liệu được phân thành hai mẫu nhỏ
để có thể so sánh cơ chế truyền dẫn ở hai giai đoạn. Mẫu thứ nhất gồm các quan sát
từ tháng 1 năm 2001 đến tháng 10 năm 2007. Mẫu thứ hai gồm các quan sát từ
tháng 11 năm 2007 đến tháng 12 năm 2012.
Phần còn lại của luận văn được trình bày như sau: phần 2 tổng quan các kết quả
nghiên cứu trước đây, phần 3 trình bày phương pháp nghiên cứu và mô tả dữ liệu,
phần 4 trình bày kết quả nghiên cứu và phần 5 là kết luận.
4
2.Tổng quan các kết quả nghiên cứu trước đây
Truyền dẫn tỷ giá hối đoái (Exchange Rate Pass-Through - ERPT) được định nghĩa
là “phần trăm thay đổi trong giá nhập khẩu tính bằng đồng nội tệ khi tỷ giá giữa các
nước xuất khẩu và nước nhập khẩu thay đổi 1%” (Goldberg và Knetter (1997)). Tuy
nhiên, những thay đổi trong giá nhập khẩu, trong một số chừng mực cũng truyền
dẫn đến các chỉ số giá cả khác, như giá sản xuất hay giá tiêu dùng. Do đó, hầu hết

các bài nghiên cứu trên thế giới đều nhìn nhận khái niệm ERPT rộng hơn, như là sự
thay đổi trong các chỉ số giá cả dưới tác động của sự thay đổi trong tỷ giá hối đoái.
Cho đến nay, đã có một lượng lớn các công trình nghiên cứu trên thế giới về ERPT
và các vấn đề liên quan. Phần này sẽ trình bày một số kết quả nghiên cứu tiêu biểu
trong số đó. Đầu tiên, sẽ là những bài nghiên cứu xem xét truyền dẫn tỷ giá hối đoái
lên chỉ số giá cả trong nước. Bởi vì một phần quan trọng khi nghiên cứu về ERPT là
vấn đề truyền dẫn theo chuỗi giá cả, phần này cũng điểm qua những nghiên cứu có
giá trị về khía cạnh này. Tiếp đến, trình bày những nghiên cứu về mối quan hệ giữa
ERPT và chính sách tiền tệ. Phần cuối là những bài nghiên cứu cùng chủ đề ở Việt
Nam thời gian gần đây.
2.1.Truyền dẫn tỷ giá hối đoái lên chỉ số giá cả trong nước
Có ít nhất hai kênh truyền dẫn tỷ giá hối đoái lên chỉ số giá cả trong nước, đó là
kênh trực tiếp và kênh gián tiếp:
Kênh trực tiếp: Những thay đổi trong tỷ giá hối đoái được truyền dẫn vào giá tiêu
dùng thông qua những thay đổi trong giá nhập khẩu của hàng hóa trung gian và
hàng hóa cuối cùng. Khi nội tệ giảm giá, giá của hàng hóa nhập khẩu tính bằng nội
tệ sẽ tăng lên. Trong trường hợp hàng hóa trung gian được nhập khẩu, giá tăng sẽ
làm tăng chi phí sản xuất biên, từ đó dẫn đến giá cả hàng hóa tiêu dùng trong nước
tăng.
Kênh gián tiếp: sự giảm giá của đồng nội tệ ảnh hưởng đến xuất khẩu vì hàng hóa
trong nước sẽ trở nên rẻ hơn trên thị trường nước ngoài, làm tăng nhu cầu nước
5
ngoài đối với hàng hóa trong nước, dẫn đến áp lực làm tăng giá cả trong nước (hiện
tượng này gọi là sự thay thế bên ngoài). Sự giảm giá của đồng nội tệ làm giá nhập
khẩu của hàng hóa cuối cùng và hàng hóa trung gian tính bằng nội tệ tăng lên, làm
tăng nhu cầu của hàng hóa thay thế trong nước, gây ra áp lực tăng giá của hàng hóa
thay thế trong nước (hiện tượng này gọi là sự thay thế bên trong).
Hai kênh truyền dẫn tỷ giá hối đoái lên chỉ số giá cả trong nước được trình bày ở sơ
đồ sau đây:
Hình 2.1: Các kênh truyền dẫn tỷ giá hối đoái

Nguồn: Lafleche (1996)
Sụt giảm tỷ giá
Kênh trực tiếp
Kênh gián tiếp
Giá đầu vào
nhập khẩu tăng
Giá hàng hóa
nhập khẩu tăng
Nhu cầu nội
địa đối với
hàng hóa nội
địa tăng
Nhu cầu nước
ngoài đối với
hàng hóa nội
địa tăng
Chi phí sản xuất
tăng
Sản xuất hàng hóa thay thế
nội địa tăng
Giá tiêu dùng tăng
6
Các bài nghiên cứu, cả lý thuyết và thực nghiệm, về truyền dẫn tỷ giá hối đoái lên
chỉ số giá cả được thực hiện cho nhiều quốc gia khác nhau, các ngành công nghiệp
khác nhau, dữ liệu khác nhau, mốc thời gian khác nhau, và cả những mô hình
nghiên cứu khác nhau. Nếu lấy yếu tố mô hình nghiên cứu làm tiêu chí để phân
chia, có thể thấy rõ hai xu hướng: gồm các bài nghiên cứu dùng mô hình hồi quy
đơn phương trình, và các bài nghiên cứu với mô hình hồi quy đa phương trình.
Hồi quy đơn phương trình
Từ năm 1989 đã có bài nghiên cứu sử dụng phương pháp hồi quy đơn phương trình

để giải thích phản ứng của chỉ số giá nội địa trước những thay đổi trong tỷ giá (của
Feenstra (1989)). Tiếp đó, năm 2001, Choudhri và Hakura tiếp tục nghiên cứu vấn
đề này. Hai tác giả thực hiện hồi quy bằng phương pháp ước lượng bình phương bé
nhất (OLS) và phương pháp bình phương bé nhất có trọng số (WLS)
1
. Đóng góp
đáng kể của bài nghiên cứu là quy mô nghiên cứu rộng lớn (cho đến thời điểm bấy
giờ), với dữ liệu thời gian dài (từ 1979 đến 2000) và mẫu gồm nhiều nước (71
nước) bao gồm cả các nước công nghiệp và các nước đang phát triển. Kết quả cho
thấy có mối quan hệ thuận chiều và có ý nghĩa giữa hiệu ứng truyền dẫn tỷ giá và tỷ
lệ lạm phát, mối quan hệ này càng chắc chắn khi các biến vĩ mô khác trong mô hình
được kiểm soát.
Xây dựng phương trình hồi quy khác với Choudhri và Hakura (2001), Olivei
(2002), khi nghiên cứu mức độ truyền dẫn tỷ giá lên giá nhập khẩu ở Mỹ cho giai
đoạn 1981 – 1999, đã chạy OLS
2
cho kết quả thấy có sự giảm sút trong truyền dẫn
1
Với phương trình hồi quy gồm: biến phụ thuộc là sự truyền dẫn tỷ giá, các biến độc lập là tỷ lệ
lạm phát trung bình, phương sai của lạm phát, phương sai của sự thay đổi tỷ giá và chỉ số nhập
khẩu/ GDP.
2
Với phương trình hồi quy gồm: biến phụ thuộc là giá hàng hóa nhập khẩu (vào Mỹ), các biến độc
lập là tổng hợp giá các yếu tố nguyên vật liệu nước ngoài được sử dụng trong quá trình sản xuất ra
sản phẩm nhập khẩu, tỷ giá hối đoái, chỉ số giá của sản phẩm cạnh tranh và chi tiêu của người tiêu
dùng cho sản phẩm nhập khẩu và sản phẩm cạnh tranh.
7
tỷ giá lên giá nhập khẩu trong thập kỷ gần đây ở hầu hết các ngành công nghiệp ở
Mỹ.
Cũng với phương pháp OLS, Campa và Goldberg (2002) nghiên cứu sự truyền dẫn

tỷ giá hối đoái vào giá nhập khẩu của 25 quốc gia thuộc Tổ chức hợp tác và phát
triển kinh tế (OECD) từ năm 1975 đến 1999. Trong ngắn hạn, mức độ truyền dẫn
trung bình ở các nước này là 0.61% và trong dài hạn là 0.77%. Trong đó, Mỹ là
nước có độ truyền dẫn thấp nhất trong khối OECD, xấp xỉ 0.26% trong ngắn hạn và
0.41% trong dài hạn. Ngoài ra, bài nghiên cứu cũng đưa ra kết luận phù hợp với kết
quả của Choudhri và Hakura (2001): mức độ truyền dẫn tỷ giá là nhỏ hơn đối với
những nước có tỷ lệ lạm phát trung bình thấp và độ biến động tỷ giá nhỏ.
Một nghiên cứu sử dụng mô hình đơn phương trình có thể kể đến nữa là của
Campa, Goldberg và Minguez (2005), nghiên cứu sự truyền dẫn tỷ giá hối đoái vào
giá nhập khẩu ở khu vực châu Âu thông qua phân tích thực nghiệm trong suốt 15
năm, và đưa ra kết luận ủng hộ nghiên cứu của mình trước đó (năm 2002), đó là
trong ngắn hạn, truyền dẫn tỷ giá có độ lớn cao (khoảng 0.66%), mức độ truyền dẫn
là khác nhau giữa các ngành công nghiệp và các quốc gia, còn trong dài hạn mức độ
truyền dẫn cao hơn và gần bằng 1%. Tuy nhiên, các tác giả vẫn chưa tìm thấy bằng
chứng thuyết phục rằng sự ra đời của đồng Euro gây ra sự thay đổi trong mức độ
truyền dẫn của tỷ giá vào giá cả.
Hồi quy đa phương trình
Với lập luận cho rằng phương pháp hồi quy đơn phương trình gặp phải vấn đề khi
chỉ xem xét mối quan hệ một chiều từ tác động của các cú sốc bên ngoài (trong đó
có tỷ giá) lên mặt bằng giá cả, trong khi phớt lờ khả năng giá cả cũng có thể tác
động ngược lại, nhiều nhà nghiên cứu đã dùng mô hình hồi quy đa phương trình để
thay thế. Các bài nghiên cứu thuộc nhóm này đa số dùng mô hình véc tơ tự hồi quy
(VAR) hoặc mô hình véc tơ hiệu chỉnh sai số (VECM), sử dụng hàm phản ứng
xung (impulse response function), phân rã phương sai (variance decomposition) và
8
phân rã lịch sử (historical decomposition) để làm rõ mục tiêu nghiên cứu của mình,
tiêu biểu như:
McCarthy (2000) dùng mô hình thực nghiệm là VAR nghiên cứu ERPT theo chuỗi
phân phối giá tại 9 nền kinh tế phát triển cho thời kỳ hậu Bretton Woods (1976 –
1998). Bài nghiên cứu tập trung vào tác động của cú sốc bên ngoài (gồm tỷ giá và

giá nhập khẩu) lên các chỉ số giá cả, tầm quan trọng của các cú sốc này đối với lạm
phát trong nước, đồng thời phân tích các yếu tố vĩ mô tác động lên sự truyền dẫn.
Tác giả đi đến kết luận rằng cú sốc giá nhập khẩu có tác động lên lạm phát mạnh
hơn cú sốc tỷ giá và truyền dẫn các cú sốc lên chỉ số giá tiêu dùng khá khiêm tốn ở
các nước.
Đi theo hướng của Mc Carthy (2000), các nhà nghiên cứu Hufner và Schroder
(2002), Hahn (2003) và Faruqee (2006) cùng nghiên cứu về ERPT cho khu vực
châu Âu. Mặc dù chuỗi thời gian và các biến xem xét khác nhau
3
, kết quả nghiên
cứu đều có điểm chung là tác động của cú sốc tỷ giá lên giá cả ở khu vực châu Âu là
khá nhỏ, truyền dẫn trong ngắn hạn là thấp ở các mức giá và có khuynh hướng tăng
trong dài hạn.
4
Cũng dùng VAR để phân tích, nghiên cứu của Ito và Sato (2006) có nhiều điểm
mới: là một trong số ít các nghiên cứu về ERPT ở các nước Đông Á, và xét đến yếu
tố khủng hoảng kinh tế theo như gợi mở hướng nghiên cứu của McCarthy (2000)
(cụ thể là tìm hiểu truyền dẫn thay đổi như thế nào khi các quốc gia chuyển từ chế
độ tỷ giá cố định trước khủng hoảng sang chế độ tỷ giá linh hoạt hơn sau khủng
hoảng). Kết quả cho thấy mức độ truyền dẫn lên giá tiêu dùng nhìn chung là thấp,
3
Cụ thể: Hufner và Schroder (2002): giai đoạn 1981 – 2001, biến: giá dầu, tỷ giá hối đoái, giá nhập
khẩu, chênh lệch sản lượng, lãi suất ngắn hạn, giá sản xuất, giá tiêu dùng; Hahn (2003): giai đoạn
1970 – 2002, biến: giá dầu, lãi suất, lổ hỗng sản lượng, tỷ giá, giá nhập khẩu, giá sản xuất, giá tiêu
dùng; Faruqee (2006): giai đoạn 1990 – 2002, biến: tỷ giá, giá yếu tố đầu vào (tiền lương), giá
thương mại (giá xuất khẩu và giá nhập khẩu), giá sản xuất, giá tiêu dùng.
4
Mức độ truyền dẫn cú sốc tỷ giá lên giá tiêu dùng: theo Hufner và Schroder (2002) là 0.08% sau 3
năm, theo Hahn (2003) là 0.16% sau 3 năm, theo Faruqee (2006) là 0.02% sau 18 tháng.
9

ngoại trừ Indonesia, cũng chỉ duy nhất Indonesia là truyền dẫn hoàn toàn cú sốc bên
ngoài từ giá sản xuất sang giá tiêu dùng, và sự truyền dẫn ở các nước là khá tương
đồng trước và sau khi thay đổi chính sách tỷ giá sau khủng hoảng.
Thêm một nghiên cứu tiêu biểu nữa là của Zorzi, Hahn và Sanchez (2007), đo lường
mức độ truyền dẫn tỷ giá lên giá cả trong nước bằng cách sử dụng VAR cho 12 thị
trường mới nổi ở châu Á, Mỹ La tinh, Trung và Tây Âu. Dữ liệu theo quý từ 1975 –
2004. Kết quả: ở châu Âu, truyền dẫn vào giá tiêu dùng được tìm thấy là thấp sau cả
4 và 8 quý, mức độ truyền dẫn rất thấp ở Mỹ cả về giá nhập khẩu và giá tiêu dùng.
Đặc biệt hơn, bài này đưa ra những bằng chứng một phần đi ngược lại với những
hiểu biết thông thường về ERPT (rằng truyền dẫn cú sốc tỷ giá lên giá nhập khẩu và
giá tiêu dùng ở các nước mới nổi thì luôn luôn cao hơn ở các nước phát triển) đó là:
đối với các nước mới nổi với lạm phát chỉ ở mức một con số (đa phần ở châu Á),
truyền dẫn lên giá nhập khẩu và giá tiêu dùng được nhận thấy là nhỏ và không khác
mấy mức độ truyền dẫn ở các nước phát triển.
Như vậy, điểm qua các bài nghiên cứu có thể thấy nhiều điểm chung trong
kết quả, như:
• Truyền dẫn cú sốc tỷ giá vào chỉ số giá cả là không hoàn toàn;
• Mức độ truyền dẫn là thấp trong ngắn hạn, cao hơn và gần giá trị 1 trong dài
hạn;
• Truyền dẫn vào giá nhập khẩu nhanh hơn vào giá tiêu dùng;
• Mức độ truyền dẫn là khác nhau giữa các quốc gia và các ngành công
nghiệp;
• Có bằng chứng thống kê cho thấy nhiều quốc gia đang trải qua sự sụt giảm
chung trong hiệu ứng truyền dẫn tỷ giá trong hơn hai thập kỷ qua (Mishkin
(2008));
• Có nhiều yếu tố tác động đến mức độ truyền dẫn tỷ giá, như:
10
(i) Môi trường lạm phát (truyền dẫn sẽ lớn trong môi trường lạm phát cao –
Taylor (2000), Choudhri và Hakura (2001), Campa và Goldberg (2002),
Zorzi, Hahn và Sanchez (2007));

(ii) Mức độ quốc gia phụ thuộc vào hàng nhập khẩu và độ biến động của tỷ
giá và giá nhập khẩu (truyền dẫn sẽ lớn ở nước phụ thuộc nhiều vào hàng
nhập khẩu và có tỷ giá cùng giá nhập khẩu ổn định – McCarthy (2000));
(iii) Mức tự do hóa thương mại (truyền dẫn sẽ lớn ở nước tự do hóa thương
mại nhiều. Tuy nhiên, nếu một nước có tỷ lệ lạm phát tỷ lệ nghịch với độ tự
do thương mại thì mối quan hệ giữa truyền dẫn tỷ giá đến giá tiêu dùng có
thể biến động cùng chiều hoặc ngược chiều – Zorzi, Hahn và Sanchez
(2007)),…
2.2.Truyền dẫn tỷ giá hối đoái theo chuỗi giá cả
Truyền dẫn tỷ giá hối đoái dọc theo chuỗi giá cả, có thể hiểu là sự truyền dẫn tác
động của các cú sốc tỷ giá hối đoái lên các giai đoạn giá khác nhau trong một chuỗi
giá cả. Các cú sốc này có thể tác động lên giá cả tại một giai đoạn một cách trực
tiếp, và tác động gián tiếp thông qua các giai đoạn trước đó.
Mặc dù có nhiều công trình nghiên cứu về ERPT, khá ít trong số đó phân tích ERPT
qua chuỗi giá cả. Một số nghiên cứu của McCarthy (2000), Hahn (2003), Faruqee
(2006), Ito và Sato (2006) có phân tích vấn đề này, theo hướng tiếp cận là chuỗi giá
cả theo dây chuyền phân phối từ khu vực sản xuất đến khu vực tiêu dùng, tức là, cú
sốc tỷ giá tác động trước hết vào giá nhập khẩu, sau đó truyền dẫn vào giá sản xuất
và cuối cùng là truyền dẫn vào giá tiêu dùng. Mặc dù cỡ mẫu khác nhau, các tác giả
khi thực hiện hàm phản ứng xung và phân rã phương sai đều có chung một kết luận:
hiệu ứng truyền dẫn tỷ giá giảm dần theo chuỗi giá cả, cả về mức độ truyền dẫn lẫn
tốc độ truyền dẫn (nói cách khác, truyền dẫn tỷ giá nhanh và mạnh nhất lên giá nhập
khẩu, tiếp đến là giá sản xuất, chậm và nhỏ nhất lên giá tiêu dùng); đồng thời, cú
sốc tỷ giá đóng vai trò quan trọng nhất trong việc giải thích sự thay đổi của giá nhập
khẩu, tiếp đến là giá sản xuất, và ít quan trọng đối với giá tiêu dùng. Đơn cử như kết
11
quả thực nghiệm của Hahn (2003) khi nghiên cứu ERPT vào chuỗi giá cả ở Châu
Âu: cú sốc bên ngoài tác động làm giá nhập khẩu phi dầu mỏ ngay lập tức điều
chỉnh 0.2%, giá sản xuất thay đổi 0.1% sau 1 quý, giá tiêu dùng thay đổi 0.025%
sau 1 quý; và sự thay đổi của tỷ giá giải thích 12% phương sai của giá nhập khẩu

phi dầu mỏ, 5% phương sai của giá sản xuất và 3% phương sai của giá tiêu dùng.
Nếu như các nghiên cứu kể trên tiếp cận chuỗi giá cả theo dây chuyền phân phối, thì
nghiên cứu của Landau và Skydelny (2009) lại tiếp cận chuỗi giá cả theo quy trình
sản xuất liên ngành. Bài nghiên cứu đã cung cấp những quan sát sâu bên trong quá
trình truyền dẫn cú sốc giá cả hàng hóa (giá hàng hóa năng lượng và giá hàng hóa
phi năng lượng) và cú sốc tỷ giá lên giá cả các khu vực ngành khác nhau như thế
nào. Ý tưởng về truyền dẫn đi theo quy trình: cú sốc bên ngoài 󽟡 giá sản xuất hàng
năng lượng 󽟡 giá sản xuất hàng trung gian 󽟡 giá sản xuất hàng tiêu dùng 󽟡 giá
tiêu dùng (giá tiêu dùng hàng thực phẩm chế biến, giá tiêu dùng hàng phi năng
lượng, giá tiêu dùng hàng dịch vụ). Kết quả thực nghiệm cho thấy cú sốc tỷ giá hối
đoái của đồng Euro không những có tác động trực tiếp lên hầu hết các chỉ số giá
tiêu dùng thành phần (giá tiêu dùng hàng thực phẩm chế biến, giá tiêu dùng hàng
phi năng lượng, giá tiêu dùng hàng dịch vụ), mà còn tác động gián tiếp thông qua
các chỉ số giá sản xuất thành phần (giá sản xuất hàng năng lượng, giá sản xuất hàng
trung gian, giá sản xuất hàng tiêu dùng) và một lần nữa cùng kết luận: truyền dẫn tỷ
giá giảm dần dọc chuỗi giá cả
5
. Mặc dù nghiên cứu của Landau và Skudelny (2009)
đã thực sự đưa ra nhiều điểm mới trong hướng tiếp cận chuỗi giá cả, nhưng tác giả
5
Cụ thể: Đối với giá sản xuất: 1% gia tăng trong NEER: tác động mạnh nhất lên giá sản xuất năng
lượng, với tác động khoảng 0.47% sau 4 quý, tác động càng ngày càng yếu hơn khoảng 0.35% sau
5 quý lên giá sản xuất hàng hóa trung gian, và 0.15% sau khoảng 8 quý đối với giá sản xuất hàng
hoá tiêu dùng. Đối với giá tiêu dùng, tác động truyền dẫn là khá tương tự cho giá tiêu dùng hàng
thực phẩm chế biến và giá tiêu dùng hàng phi năng lượng với sự tác động vào khoảng 0.10% sau
16 quý, và giá tiêu dùng dịch vụ khoảng 0.8%.
12
chỉ mới dừng lại ở việc phân tích kỹ các chỉ số giá sản xuất thành phần, còn mối
liên kết giữa các nhóm chỉ số giá tiêu dùng thành phần chưa được xem xét.
Như vậy, trong số ít các bài nghiên cứu về ERPT theo chuỗi giá cả đều có chung

một kết luận: truyền dẫn tỷ giá giảm dần dọc chuỗi giá cả. Lý giải cho điều này,
Hahn (2003) lập luận là do:
(i) Yếu tố tỷ phần trong chỉ số giá chịu tác động bởi các cú sốc tương ứng (giá cả
càng ở giai đoạn sau trong chuỗi giá, thì tỷ phần trong đó bị tác động bởi các cú sốc
tương ứng càng nhỏ hơn, ví dụ như yếu tố thương mại (tradable) trong giá cả - yếu
tố dễ bị tác động bởi các cú sốc hơn yếu tố phi thương mại trong giá cả (non-
tradable) - là giảm dần dọc chuỗi giá; và:
(ii) Yếu tố tích lũy độ trễ trong truyền dẫn không hoàn toàn qua nhiều giai đoạn (tức
số lượng giai đoạn phân phối càng nhiều, thì độ trễ của truyền dẫn đến các chỉ số
giá cả ở các giai đoạn sau càng được tích lũy nhiều hơn nên tốc độ truyền dẫn chậm
hơn, với giả định là truyền dẫn đa phần là không hoàn toàn).
2.3.Truyền dẫn tỷ giá hối đoái và chính sách tiền tệ
Nhiều nghiên cứu trên thế giới đã cho thấy ERPT và chính sách tiền tệ có mối quan
hệ với nhau.
Theo chiều thuận, hiệu ứng truyền dẫn thấp sẽ giúp quốc gia dễ dàng thực hiện
chính sách tiền tệ độc lập hơn. Thật vậy, Choudhri và Hakura (2001) đã khẳng định:
mức độ tác động của tỷ giá hối đoái đến các chỉ số giá là một yếu tố quan trọng cần
xem xét khi lựa chọn một chính sách tiền tệ và tỷ giá hối đoái thích hợp cho từng
nước. Một mức độ truyền dẫn thấp của tỷ giá hối đoái đến các chỉ số giá sẽ giúp
một quốc gia có nhiều cơ hội hơn để theo đuổi một chính sách tiền tệ độc lập. Điều
này cũng giúp quốc gia đó dễ dàng triển khai chính sách lạm phát mục tiêu hơn so
với quốc gia có mức độ truyền dẫn lớn.
Vậy ngược lại, hiệu ứng truyền dẫn tỷ giá có phụ thuộc vào chính sách tiền tệ?
Taylor (2000) nhận thấy những thay đổi trong hiệu ứng truyền dẫn có thể là do
những thay đổi trong chính sách tiền tệ. Cụ thể hơn, tác giả khẳng định một chính
13
sách tiền tệ càng tập trung vào ổn định lạm phát, với mức độ lạm phát thấp sẽ làm
giảm đáng kể hiệu ứng truyền dẫn. Trong bài nghiên cứu năm 2000 của mình, tác
giả đã lý giải mối quan hệ thuận chiều giữa lạm phát và mức độ truyền dẫn này theo
mô hình định giá của một công ty, dựa trên việc thiết lập giá so le (staggered price

setting) và cạnh tranh độc quyền. Bởi vì các công ty thiết lập giá trước một khoảng
thời gian, nên nếu công ty nhận thấy việc chi phí gia tăng (do nội tệ giảm giá hay lý
do khác) trở nên dai dẳng hơn, công ty sẽ định giá cao hơn. Một quốc gia với môi
trường lạm phát cao hơn có khuynh hướng có chi phí dai dẳng hơn, do đó, môi
trường lạm phát cao có khuynh hướng làm tăng truyền dẫn tỷ giá.
Lý thuyết này đã nhận được sự đồng tình của đông đảo các nhà nghiên cứu sau này,
như: Choudhri và Hakura (2001), Gagnon và Ihrig (2004)
6
, và Zorzi, Hahn và
Sanchez (2007). Mishkin (2008), khi điểm qua tất cả các bài nghiên cứu trước đó,
cũng nhận thấy mối tương quan giữa sự thay đổi tỷ giá và chỉ số giá cả là thấp qua
hai thập kỷ gần đây tại một nhóm các quốc gia đang theo đuổi chính sách tiền tệ ổn
định và có thể dự báo trước (stable and predictable monetary policies). Thậm chí là
ở các nước nơi trước đây cho thấy mối tương quan cao giữa lạm phát và cú sốc tỷ
giá, cũng đã trải qua việc giảm hiệu ứng truyền dẫn đáng kể, khi cải thiện các chính
sách tiền tệ của mình. Gagnon và Ihrig (2004) lý giải rõ hơn là do khi các công ty
mong đợi các nhà điều hành chính sách tiền tệ hành động mạnh mẽ để ổn định tỷ lệ
lạm phát nội địa, thì các công ty này ít có khuynh hướng thay đổi giá cả trước một
cú sốc tỷ giá hối đoái.
6
Gagnon và Ihrig (2004) tìm thấy bằng chứng chứng tỏ hành vi chính sách tiền tệ cũng là một yếu
tố làm giảm ERPT khi đo lường tác động truyền dẫn lên giá tiêu dùng cho 20 nước công nghiệp từ
giai đoạn 1971 – 2003. Mức độ truyền dẫn trung bình của toàn giai đoạn là 0.23. Tuy nhiên, khi tác
giả chia mẫu làm hai giai đoạn nhỏ, khi các nước chuyển sang điều hành chính sách tiền tệ tập
trung mạnh vào ổn định lạm phát, thì nhận thấy mức độ truyền dẫn giảm đáng kể. Cụ thể, mức độ
truyền dẫn cho giai đoạn ban đầu là 0.16, đến giai đoạn thứ hai là 0.05.
14
Ngoài ra, nhiều nhà nghiên cứu đã phân tích mối quan hệ giữa ERPT và lạm phát
mục tiêu – một trong những chính sách tiền tệ đang được quan tâm hiện nay, như
Mishkin và Hebbel (2007), Coulibaly và Kempf (2010). Hai nghiên cứu này đều đi

theo hướng so sánh ERPT ở các nước đã áp dụng và các nước chưa áp dụng chính
sách lạm phát mục tiêu
7
, và một lần nữa khẳng định, việc áp dụng lạm phát mục tiêu
đã giúp làm giảm tác động truyền dẫn của tỷ giá hối đoái lên giá cả trong nước
(nghiên cứu của Coulibalyvà Kempf (2010) còn làm rõ việc giảm truyền dẫn lên cả
ba loại chỉ số giá chính mà nhóm tác giả xem xét là chỉ số giá nhập khẩu, chỉ số giá
sản xuất và chỉ số giá tiêu dùng từ mức cao xuống mức thấp hơn nhưng vẫn còn sai
lệch đáng kể so với mức 0 sau khi quốc gia theo đuổi lạm phát mục tiêu). Nguyên
nhân là do các nhà sản xuất và phân phối khi biết Chính phủ thực thi chính sách lạm
phát mục tiêu thì sẽ e ngại hơn trong việc điều chỉnh tăng giá bán sản phẩm, mà thay
vào đó họ chấp nhận giảm lợi nhuận biên (trong một giới hạn nhất định) của mình dù
đồng tiền nội địa có bị điều chỉnh mất giá.
Tại Việt Nam, trong những năm gần đây cũng có một số nghiên cứu về
truyền dẫn tỷ giá hối đoái, có thể kể đến như: Võ Văn Minh (2009), Bạch Thị
Phương Thảo (2011), Trần Ngọc Thơ và cộng sự (2012), Nguyễn Thị Ngọc Trang
và Lục Văn Cường (2012), Trần Ngọc Thơ và Nguyễn Hữu Tuấn (2013)… Hầu hết
các bài nghiên cứu này sử dụng mô hình véc tơ tự hồi quy và mô hình véc tơ hiệu
chỉnh sai số. Kết quả thực nghiệm không khác nhau đáng kể. Các kết quả đáng chú
ý trong một số bài bài nghiên cứu trong thời gian gần đây như sau:
Bạch Thị Phương Thảo (2011) phân tích truyền dẫn cú sốc tỷ giá vào ba chỉ số giá
nhập khẩu, giá sản xuất và giá tiêu dùng ở Việt Nam. Đồng thời, tác giả đã tổng
quan hóa được thực trạng biến động tỷ giá hối đoái, các chỉ số giá và lạm phát tại
7
Cụ thể hơn, Coulibaly và Kempf (2010) đã chọn mốc thời gian năm 1999 là năm các nước chuyển
sang chế độ lạm phát mục tiêu, và so sánh mức độ truyền dẫn tỷ giá lên chỉ số giá cả của các nước đã
áp dụng lạm phát mục tiêu ở khoảng thời gian trước và sau năm 1999. Việc so sánh mức độ truyền
dẫn cũng áp dụng tương tự cho các nước hiện chưa áp dụng lạm phát mục tiêu qua mốc thời gian
1999 này.
15

Việt Nam từ 2001 đến 2011 và liệt kê nhiều nguyên nhân có khả năng ảnh hưởng
đến mức độ lạm phát cao ở Việt Nam trong những năm trở lại đây.
Trần Ngọc Thơ và cộng sự (2012) nghiên cứu sự truyền dẫn tỷ giá hối đoái vào các
chỉ số giá ở Việt Nam, đồng thời xem xét các yếu tố tác động đến độ lớn của truyền
dẫn tỷ giá hối đoái, như: (1) quy mô nền kinh tế, (2) độ mở nền kinh tế, (3) mức độ
bất ổn tỷ giá hối đoái, (4) cú sốc dai dẳng của tỷ giá hối đoái, (5) mức độ bất ổn
tổng cầu, (6) lạm phát lâu dài và (7) môi trường chính sách tiền tệ. Giai đoạn nghiên
cứu bắt đầu từ quý 1 năm 2001 đến quý 4 năm 2011. Kết quả cho thấy mức độ
truyền dẫn giảm dọc theo chuỗi giá cả, sử dụng hệ số tương quan thứ hạng
Spearman cho thấy môi trường chính sách tiền tệ, mà đại diện là cung tiền M2 có
tương quan cùng chiều với độ lớn truyền dẫn.
Nguyễn Thị Ngọc Trang và Lục Văn Cường (2012), bên cạnh việc xem xét sự
truyền dẫn tỷ giá hối đoái vào giá cả, còn nghiên cứu xem sự truyền dẫn này có bất
cân xứng hay không – điều mà các nghiên cứu trước đây chưa đề cập đến. Các tác
giả đã nghiên cứu qua hai giai đoạn truyền dẫn: giai đoạn 1 là sự truyền dẫn từ tỷ
giá hối đoái vào giá nhập khẩu, giai đoạn 2 là sự truyền dẫn từ tỷ giá và giá nhập
khẩu vào giá nội địa. Các kết quả về mức độ truyền dẫn phù hợp với nghiên cứu của
Trần Ngọc Thơ và cộng sự (2012) và Bạch Thị Phương Thảo (2011). Về tính bất
cân xứng, bài nghiên cứu phát hiện rằng không có sự truyền dẫn bất cân xứng từ tỷ
giá hối đoái danh nghĩa hiệu lực đến chỉ số giá nhập khẩu khi có sự biến động lớn
và biến động nhỏ trong tỷ giá hối đoái.
Mở rộng hướng nghiên cứu hơn, Trần Ngọc Thơ và Nguyễn Hữu Tuấn (2013) tìm
hiểu về cơ chế truyền dẫn chính sách tiền tệ ở Việt Nam qua hai giai đoạn trước và
sau khi Việt Nam gia nhập WTO, tiếp cận theo mô hình SVAR. Chính sách tiền tệ
được phân tích qua hai kênh truyền dẫn, đó là kênh truyền dẫn lãi suất và kênh
truyền dẫn tỷ giá hối đoái. Kết quả cho thấy kênh lãi suất tạo ra phản ứng trễ đối với
biến lạm phát trong khi tỷ giá hối đoái lại có phản ứng ngay tức thì, từ đó có thể kết
luận lạm phát ở Việt Nam nhạy cảm hơn đối với kênh tỷ giá hối đoái.
16
3.Phương pháp nghiên cứu

Như cơ sở lý thuyết đã trình bày, có hai phương pháp thường được sử dụng trong
các nghiên cứu đo lường mức truyền dẫn tỷ giá hối đoái vào lạm phát, đó là hồi quy
đơn phương trình và hồi quy đa phương trình. Tuy nhiên, phương pháp hồi quy đơn
phương trình gặp phải vấn đề khi chỉ xem xét mối quan hệ một chiều từ tác động
của các cú sốc bên ngoài (trong đó có tỷ giá) lên mặt bằng giá cả, trong khi phớt lờ
khả năng giá cả cũng có thể tác động ngược lại, từ đó, phương pháp hồi quy đa
phương trình, cụ thể là VAR trở nên phổ biến hơn trong các nghiên cứu về truyền
dẫn tỷ giá hối đoái. Do đó, luận văn này cũng sử dụng mô hình VAR để giải đáp cho
mục tiêu nghiên cứu đã đề ra.
3.1.Tìm hiểu về VAR
Mô hình VAR được Chrishtopher H. Sims nêu ra lần đầu vào năm 1980. Mô hình
đưa ra để phản biện một số giả định trong việc sử dụng mô hình nhiều phương trình,
trong đó giả định then chốt là việc tồn tại các biến ngoại sinh. Theo Sims, các yếu tố
vĩ mô luôn tác động qua lại lẫn nhau, do đó không thể phân biệt biến nào là ngoại
sinh và biến nào là nội sinh. Từ đó, ông đề xuất mô hình VAR - mô hình nhiều biến
số mà trong đó các biến số đều đóng vai trò như nhau - đều là biến nội sinh.
Mô hình VAR dạng rút gọn (basic VAR hay reduced-form VAR)
Mô hình VAR dạng rút gọn với hai biến và trễ một bước có dạng:
y
1t
= a
10
+ a
11
y
1(1-t)
+ a
12
y
2(t-1)

+
1t
y
2t
= a
20
+ a
21
y
1(t-1)
+ a
22
y
2(t-1)
+
2t
Trong đó, y
1t,
y
2t
là các chuỗi dừng, các sai số ngẫu nhiên
1t
,
2t
là các nhiễu trắng
và không tương quan với nhau.
Hệ phương trình trên có thể viết dưới dạng ma trận :
Y
t
= A

0
+ A
1
Y
t-1
+
t
Với :A
0
=
a
a
; A
1
=
a a
a a
;
t
= ;
17
Suy ra, mô hình VAR dạng rút gọn tổng quát với m biến và độ trễ p bước được viết
dưới dạng ma trận:
Y
t
= A
0
+ A
1
Y

t-1
+ + A
p
Y
t-p
+
t
(1)
Trong đó : Y
t
= (Y
1t
, …, Y
mt
) ; A
0
: ma trận cấp mx1 ; A
1,
…A
p
: ma trận cấp mxm.
Có thể thấy rằng mô hình này không có vấn đề về tính nội sinh của các biến giải
thích, nên phương pháp bình phương bé nhất (OLS) sẽ được áp dụng để ước lượng
các hệ số trong mô hình.
Tuy nhiên, mô hình VAR rút gọn cho rằng một biến chỉ chịu tác động của độ trễ của
chính nó và độ trễ của biến khác trong quá khứ và giả định không chịu tác động bởi
các biến khác tại thời điểm t. Điều này thực sự chưa hợp lý theo các lý thuyết kinh
tế, ví dụ như chỉ số giá không những phụ thuộc vào biến động tỷ giá hối đoái trong
quá khứ, mà còn phụ thuộc vào biến động tỷ giá hối đoái ở thời điểm hiện tại. Từ
đó, mô hình VAR cấu trúc khắc phục hạn chế này.

Mô hình VAR cấu trúc (Structural VAR)
Mô hình VAR cấu trúc với hai biến và trễ một bước có dạng:
y
1t
= b
10
+ b
11
y
2t
+ b
12
y
1(1-t)
+ b
13
y
2(t-1)
+
1t
y
2t
= b
20
+ b
21
y
1t
+ b
22

y
1(t-1)
+ b
23
y
2(t-1)
+
2t
Hệ phương trình trên có thể viết dưới dạng ma trận :
Y
t
= B
0
+ B
1
Y
t
+ B
2
Y
t-1
+
t
Với :B
0
=
b
b
; B
1

=
b
b
=; B
2
=
b b
b b
;
t
=
Suy ra, mô hình VAR cấu trúc tổng quát với m biến và độ trễ p bước được viết dưới
dạng ma trận:
Y
t
= B
0
+ B
1
Y
t
+ B
1
Y
t-1
+ + B
p
Y
t-p
+

t
(2)
Trong đó : Y
t
= (Y
1t
, …, Y
mt
) ; B
0
: ma trận cấp mx1 ; B
1,
…B
p
: ma trận cấp mxm.