NGHIÊN CỨU TÁC ĐỘNG CỦA TỶ GIÁ HỐI ĐOÁI THỰC LÊN SẢN LƯỢNG VÀ LẠM PHÁT Ở VIỆT NAM.PDF

BỘ GIÁO DỤC VÀ ĐÀO TẠO
TRƯỜNG ĐẠI HỌC KINH TẾ TP HỒ CHÍ MINH




HOÀNG ANH QUỐC




NGHIÊN CỨU TÁC ĐỘNG CỦA TỶ GIÁ HỐI ĐOÁI THỰC
LÊN SẢN LƢỢNG VÀ LẠM PHÁT Ở VIỆT NAM






LUẬN VĂN THẠC SỸ KINH TẾ






TP.HỒ CHÍ MINH - Năm 2013


BỘ GIÁO DỤC VÀ ĐÀO TẠO

TRƯỜNG ĐẠI HỌC KINH TẾ TP HỒ CHÍ MINH



HOÀNG ANH QUỐC



NGHIÊN CỨU TÁC ĐỘNG CỦA TỶ GIÁ HỐI ĐOÁI THỰC
LÊN SẢN LƢỢNG VÀ LẠM PHÁT Ở VIỆT NAM



Chuyên ngành: Tài chính-Ngân Hàng
Mã số: 60340201


LUẬN VĂN THẠC SỸ KINH TẾ
Ngƣời hƣớng dẫn khoa học: PGS.TS. LÊ THỊ LANH





TP.HỒ CHÍ MINH - Năm 2013
LỜI CẢM ƠN

Trước hết tôi xin chân thành cảm ơn Cô Lê Thị Lanh đã tận tình hướng dẫn và
đóng góp ý kiến quý báu cho tôi trong quá trình hoàn thành luận văn này.
Tôi xin chân thành cảm ơn các Thầy Cô trường Đại Học Kinh Tế nói chung và

các Thầy Cô khoa Tài Chính Doanh Nghiệp nói riêng đã nhiệt tình giảng dạy
tôi trong thời gian học tập tại trường.
Tôi cũng xin cảm ơn các bạn, anh chị học viên lớp cao học Tài chính doanh
nghiệp Đêm 4 Khóa 19 đã giúp đỡ, sẻ chia kiến thức cũng như thông tin bổ ích
để tôi có thể hoàn thành khóa học và cả luận văn này.
Sau cùng tôi xin cảm ơn các thành viên trong gia đình, bạn bè và đồng nghiệp
đã tạo điều kiện tốt nhất để tôi có thể hoàn thành khóa học.
Chân thành cảm ơn!
Tác giả: HOÀNG ANH QUỐC















LỜI CAM ĐOAN

Tôi xin cam đoan bản luận văn là công trình nghiên cứu khoa học độc lập của
tôi với sự hướng dẫn của Cô Lê Thị Lanh. Các số liệu, kết quả được đề cập
trong luận văn đều được dẫn nguồn và có độ chính xác cao nhất trong giới hạn
sự hiểu biết của tôi. Tôi xin hoàn toàn chịu trách nhiệm về những cam kết của

mình.
TP.HCM, ngày 27 tháng 09 năm 2013
TÁC GIẢ LUẬN VĂN



HOÀNG ANH QUỐC
















DANH MỤC CÁC TỪ VIẾT TẮT

Từ viết tắt Tiếng Anh Tiếng Việt
AD Aggregate Demand Tổng cầu
ADF Augmented Dickey Fuller
AS Aggregate Supply Tổng cung
ASEAN Association of Southeast Asian Hiệp hội các quốc gia Đông Nam Á

Nations
CPI Consummer Price Index Chỉ số giá tiêu dùng
EU European Union Liên minh Châu Âu
GDP Gross Domestic Product Tổng sản phẩm quốc nội
IMF International Monetary Fund Quỹ tiền tệ quốc tế
IRF Impulse Respone Funtion Hàm phản ứng đẩy
LCPI Log consumer Price Index Logarit chỉ số giá tiêu dùng
LIO Log industrial output Logarit sản lượng công nghiệp
LRER Log real exchange rate Logarit tỷ giá hối đoái thực
NHNN Ngân hàng Nhà nước
OLS Ordinary Least Square Phương pháp bình phương nhỏ nhất
PP Phillips Perron
PPP Purchasing Power Parity Ngang giá sức mua
RER Real exchange rate Tỷ giá hối đoái thực song phương
TGHĐ Tỷ giá hối đoái
USINT United State Interest Lãi suất trái phiếu Mỹ
USD Đô la Mỹ
VAR Vecto Auto Regression Tự hồi quy vectơ
VECM Vectơ Error Correction Model Mô hình hiệu chỉnh Vectơ
VND Việt Nam đồng
WTO World Trade Orgnarization Tổ chức thương mại thế giới


MỤC LỤC

1. GIỚI THIỆU 2
1.1. Lý do chọn đề tài 2
1.2. Mục tiêu nghiên cứu: 3
1.3. Đối tượng và phạm vi nghiên cứu 3
1.3.1. Đối tượng nghiên cứu 3

1.3.2. Phạm vi nghiên cứu 3
1.4. Phương pháp nghiên cứu 3
1.5. Dữ liệu nghiên cứu 3
1.6. Bố cục của luận văn 4
2. CƠ SỞ LÝ THUYẾT VÀ TỔNG QUAN CÁC KẾT QUẢ NGHIÊN CỨU
TRƢỚC ĐÂY 4
2.1. Lý thuyết ngang giá sức mua 4
2.2. Tỷ giá hối đoái thực 5
2.3. Tác động của tỷ giá đến lạm phát 7
2.4. Tác động của tỷ giá đến sản lượng 9
2.5. Tổng quan các kết quả nghiên cứu trước đây 11
3. PHƢƠNG PHÁP NGHIÊN CỨU 15
3.1. Mô tả dữ liệu nghiên cứu 15
3.2. Mô hình nghiên cứu 15
3.3. Giới thiệu sơ lược về mô hình VAR 16
3.4. Giới thiệu mô hình VECM 18
4. NỘI DUNG VÀ CÁC KẾT QUẢ NGHIÊN CỨU 19
5. KẾT LUẬN 36
TÀI LIỆU THAM KHẢO 37
PHỤ LỤC 40

DANH MỤC BẢNG BIỂU, HÌNH VẼ

Hình 2.3 : Kênh tác động từ tỷ giá đến lạm pháp
Hình 2.4 : Hiệu ứng đường cong J
Hình 4.1 : Ảnh hưởng của các cú sốc trong mô hình đến biến tỷ giá thực
Hình 4.2 : Ảnh hưởng của các cú sốc trong mô hình đến biến lạm phát
Hình 4.3 : Ảnh hưởng của các cú sốc trong mô hình đến biến sản lượng
Hình 4.4 : Ảnh hưởng của các cú sốc trong mô hình đến biến lãi suất trái
phiếu Mỹ kỳ hạn 3 tháng

Hình 4.5 : Kết quả kiểm định quan hệ nhân quả
Hình 4.6 : Kết quả kiểm định hiện tượng tự tương quan giữa các biến trễ
Hình 4.7 : Kết quả kiểm định tính dừng phần dư trong mô hình
Hình 4.8 : Kết quả xác định độ trễ tối ưu của mô hình VECM
Hình 4.9 : Kết quả xác định số lượng vectơ đồng liên kết.
Hình 4.10a : Ảnh hưởng của các cú sốc trong mô hình đến biến tỷ giá thực
Hình 4.10b : Ảnh hưởng của các cú sốc trong mô hình đến biến lạm phát
Hình 4.10c : Ảnh hưởng của các cú sốc trong mô hình đến biến lãi suất trái phiếu
Mỹ kỳ hạn 3 tháng
Hình 4.10d : Ảnh hưởng của các cú sốc trong mô hình đến biến sản lượng
Bảng 4.1 : Kết quả kiểm tra tính dừng bằng phương pháp ADF và PP test
Bảng 4.2 : Kết quả xác định độ trễ tối ưu của mô hình
Bảng 4.3 : Kết quả hồi quy VAR
Bảng 4.4 : Kết quả phân rã phương sai mô hình VAR
Bảng 4.5 : Kết quả phân rã phương sai mô hình VECM





1

TÓM TẮT

Bài nghiên cứu phân tích ảnh hưởng của Tỷ giá hối đoái thực đến lạm pháp và sản
lượng ở Việt Nam bằng mô hình VAR. Bài nghiên cứu dựa trên 98 quan sát, bao
gồm dữ liệu hàng tháng từ tháng 01 năm 2005 đến tháng 02 năm 2013. Kết quả
phân tích hàm phản ứng đẩy cho thấy cú sốc mất giá đồng tiền dẫn đến sự gia tăng
lạm phát trong ngắn hạn. Tuy nhiên, trong dài hạn ảnh hưởng của cú sốc phá giá
làm giảm lạm phát, gia tăng sản lượng. Kết quả phân tích phương sai cho thấy đây

không phải là nguyên nhân chính. Sự thay đổi sản lượng và giá đến chủ yếu từ cú
sốc của chính nó.




















2


1. GIỚI THIỆU
1.1. Lí do chọn đề tài
Tỷ giá hối đoái là một trong những chính sách kinh tế vĩ mô quan trọng của mỗi
quốc gia. Trong thời gian qua, tỷ giá hối đoái luôn là một vấn đề thời sự nóng, rất
nhạy cảm và được đem ra bàn luận, phân tích rất nhiều trên các diễn đàn kinh tế ở

Việt Nam. Tỷ giá hối đoái không chỉ tác động đến xuất nhập khẩu, cán cân thương
mại, nợ quốc gia, thu hút đầu tư trưc tiếp, gián tiếp mà còn ảnh hưởng không nhỏ
đến niềm tin của dân chúng. Việc nghiên cứu ảnh hưởng của tỷ giá hối đoái tác
động đến các biến vĩ mô như sản lượng và lạm phát của nền kinh tế không những
đưa ra một cái nhìn khách quan về hiệu quả chính sách điều hành tỷ giá của Ngân
hàng Nhà Nước trong giai đoạn vừa qua mà còn thiết lập những chính sách này
trong những năm tiếp theo.
Từ năm 2006, việc gia nhập trở thành thành viên thứ 150 của tổ chức thương mại
thế giới WTO mang đến cho Việt Nam nhiều cơ hội và thách thức. Tăng cường
ngoại thương và thúc đẩy hợp tác với các quốc gia trên thế giới giúp chúng ta tiếp
cận được những tiến bộ khoa học kỹ thuật, kinh nghiệm quản lý của các nước tiên
tiến. Tuy nhiên, Việt Nam cũng phải đối mặt với những khó khăn rất lớn khi phải
cạnh tranh khốc liệt với đầu tư nước ngoài và các cú sốc đến từ bên ngoài. Chính
điều này gây áp lực rất lớn lên tỷ giá, đòi hỏi Ngân hàng Nhà nước phải nghiên cứu,
điều chỉnh chính sách tỷ giá phù hợp để điều tiết hệ thống tài chính ổn định, thúc
đẩy xuất khẩu, kiểm soát nhập khẩu và duy trì sự tăng trưởng kinh tế.
Từ những lý do trên, đề tài nghiên cứu của tác giả về ảnh hưởng của tỷ giá hối đoái
thực tác động đến sản lượng và lạm phát ở Việt Nam là thực sự cần thiết.
Bài nghiên cứu phân tích ảnh hưởng của tỷ giá hối đoái thực tác động đến sản lượng
và lạm phát ở Việt Nam trong khoảng thời gian từ đầu năm 2005 đến đầu năm
2013.



3



1.2. Mục tiêu nghiên cứu:
Luận văn cố gắng tìm kiếm sự tác động của tỷ giá hối đoái thực lên sản lượng và

lạm phát trong nước và tập trung đi tìm câu trả lời: Liệu tỷ giá hối đoái thực có tác
động đến sản lượng và lạm phát ở Việt Nam hay không? Nếu có thì tỷ giá hối đoái
thực tác động đến sản lượng và lạm phát ở Việt Nam như thế nào?

1.3. Đối tƣợng và phạm vi nghiên cứu
1.3.1. Đối tƣợng nghiên cứu
- Mối quan hệ giữa tỷ giá hối đoái thực và sản lượng;
- Mối quan hệ giữa tỷ giá hối đoái thực và lạm phát.
1.3.2. Phạm vi nghiên cứu
Mẫu được chọn bao gồm 98 quan sát từ tháng 01 năm 2005 đến tháng 02 năm 2013
ở Việt Nam.

1.4. Phƣơng pháp nghiên cứu
- Bài nghiên cứu sử dụng mô hình tự hồi quy vectơ (VAR) để xác định quan hệ
nhân quả giữa tỷ giá hối đoái thực và sản lượng; tỷ giá hối đoái thực và lạm phát
tại Việt Nam.
- Ước lượng hàm phản ứng đẩy (IRF) và phân tích phương sai để xác định các
biến sản lượng và lạm phát phản ứng như thế nào trước cú sốc phá giá tiền tệ và
tỷ lệ thay đổi trong sản lượng và lạm phát được giải thích từ cú sốc phá giá.
- Tác giả sử dụng mô hình vectơ hiệu chỉnh sai số (VECM) để đánh giá quan hệ
giữa tỷ giá hối đoái thực và sản lượng; tỷ giá hối đoái thực và lạm phát trong dài
hạn.
1.5. Dữ liệu nghiên cứu
Tác giả đã sử dụng số liệu trong luận văn từ các nguồn dữ liệu sau: Quỹ tiền tệ quốc
tế (IMF), nguồn Blomberg Terminal.

4

1.5. Bố cục của luận văn
Ngoài phần tóm tắt, kết luận, danh mục tài liệu tham khảo và phụ lục, tác giả chia

bài nghiên cứu thành 5 phần , nội dung chính của mỗi phần như sau:
- Phần 1: Giới thiệu tổng quan các nội dung chính của luận văn và trình bày lý
do thực hiện nghiên cứu này.
- Phần 2: Đưa ra cơ sở lý thuyết về ảnh hưởng của Tỷ giá hối đoái thực đến
sản lượng và lạm phát; các nghiên cứu thực nghiệm trước đây về tác động
của tỷ giá hối đoái thực đến sản lượng và lạm phát.
- Phần 3 gồm hai phần: Dữ liệu và phương pháp nghiên cứu thực nghiệm. Từ
đó, xây dựng mô hình nghiên cứu phù hợp.
- Phần 4: Phân tích kết quả nghiên cứu thực nghiệm sau khi chạy mô hình.
- Phần 5 : Những kết luận chính và đề xuất những khuyến nghị dựa trên các
kết quả nghiên cứu chính.

2. CƠ SỞ LÝ THUYẾT VÀ TỔNG QUAN CÁC KẾT QUẢ NGHIÊN CỨU
TRƢỚC ĐÂY
2.1. Lý thuyết ngang giá sức mua (PPP)
Lý thuyết ngang giá sức mua là một trong những lý thuyết nổi tiếng nhất và gây
nhiều tranh cãi nhất trong tài chính quốc tế nghiên cứu mối quan hệ giữa Lạm phát
– Tỷ giá hối đoái.
Ngang giá sức mua là lý thuyết được phát triển vào năm 1920 bởi Gustav Cassel.
Đây là một phương pháp điều chỉnh tỷ giá hối đoái giữa hai tiền tệ để cân bằng sức
mua của hai đồng tiền này. Lý thuyết ngang giá sức mua chủ yếu dựa trên quy luật
giá cả và giả định rằng trong một thị trường hiệu quả, mỗi loại hàng hoá nhất định
chỉ có một mức giá. Nếu một đơn vị tiền tệ của quốc gia này có khả năng mua một
rổ hàng hóa cụ thể ở quốc gia đó, thì khi đơn vị tiền tệ ấy được quy đổi thành một
lượng ngoại tệ tương đương ở mức tỷ giá hiện hành, lượng ngoại tệ ấy cũng mua
được một rổ hàng hóa ở nước ngoài tương đương với rổ hàng hóa trong nước. Khi
đó, có sự tồn tại về ngang giá trong sức mua giữa 2 đồng tiền của 2 quốc gia.
5

2.1.1. Hình thức ngang giá sức mua tuyệt đối

Hình thức ngang giá sức mua tuyệt đối cho rằng tỷ giá hối đoái danh nghĩa giữa hai
đồng tiền phải ngang bằng với tỷ lệ tổng mức giá cả giữa hai quốc gia, và do đó,
tiền tệ của quốc gia này, sau khi được quy đổi qua tỷ giá danh nghĩa đó, sẽ có sức
mua tương đương trong quốc gia kia.
Công thức tính ngang giá sức mua tuyệt đối như sau:
S(PPP) = P
1
/P
2

Trong đó:
S(PPP) là tỷ lệ trao đổi giữa đồng tiền 1 và đồng tiền 2
P1, P2 lần lượt là giá trị của rổ hàng hóa tại quốc gia 1 và 2 được đo lường vào cùng
một thời điểm.
2.1.2. Hình thức ngang giá sức mua tƣơng đối:
Hình thức này giải thích cho khả năng bất hoàn hảo của thị trường như chi phí vận
chuyển, thuế quan và hạn ngạch.
Lý thuyết ngang giá sức mua tương đối cho rằng tỷ giá hối đoái sẽ không giữ
nguyên, mà sẽ điều chỉnh để duy trì ngang giá trong sức mua khi có sự chênh lệch
giữa lạm phát trong nước và lạm phát nước ngoài.
(1 + I
f
)(1 + e
f
) = (1 + I
h
)
Trong đó:
I
h

: tỷ lệ lạm phát trong nước
I
f
: tỷ lệ lạm phát nước ngoài
e
f:
phần trăm thay đổi giá trị của đồng ngoại tệ
Việc tính toán ngang giá sức mua là rất phức tạp vì trên thực tế có sự khác biệt lớn
về mức giá giữa các quốc gia, chênh lệch trong giá thực phẩm có thể lớn hơn so với
chênh lệch trong giá nhà ở hoặc có thể không biến động nhiều bằng giá các dịch vụ
giải trí…Người dân ở các quốc gia khác nhau có thói quen tiêu dùng khác nhau, do
đó các giỏ hàng hóa so sánh cũng khác nhau. Vì vậy việc so sánh giá cả các giỏ
hàng hóa khác nhau thông qua chỉ số giá cả là thực sự cần thiết. Tuy nhiên, hàng
hóa mua bán trên thị trường cũng rất khác nhau giữa các nước nên việc so sánh chỉ
số giá cũng gặp rất nhiều khó khăn.
6

2.2. Tỷ giá hối đoái thực
Khi ngang giá sức mua tồn tại, giá cả của rổ hàng hóa trong nước sẽ bằng với giá cả
rổ hàng hóa đó mua ở nước ngoài nếu tính theo một đồng tiền chung. Tỷ giá quy đổi
theo đồng tiền chung này là tỷ giá theo ngang giá sức mua. Đây là mức giá cân bằng
giữa sức mua hàng trong nước và sức mua hàng nước ngoài. Nếu tỷ giá hối đoái
danh nghĩa khác tỷ giá hối đoái theo PPP, nghĩa là không có ngang giá sức mua.
Khi đó, sức mua hàng hóa trong nước hay sức cạnh tranh hàng hóa trong nước cao
hơn hoặc thấp hơn so với nước ngoài. Chính phủ các nước sử dụng thước đo chênh
lệch giữa tỷ giá danh nghĩa và tỷ giá PPP để thực hiện mục tiêu điều hành cán cân
tài khoản vãng lai. Một dạng thước đo này là tỷ giá thực.
Tỷ giá hối đoái thực: Là chỉ số cho thấy tỷ giá danh nghĩa đã được điều chỉnh theo
lạm phát trong nước và lạm phát nước ngoài. Tỷ giá hối đoái thực đo lường sức mua
của 1 đơn vị ngoại tệ trong nền kinh tế nước ngoài trong mối quan hệ tương đối với

sức mua của 1 lượng nội tệ tương đương ở nền kinh tế trong nước. Bài nghiên cứu
sử dụng tỷ giá thực song phương – so sánh giá cả của một rổ hàng hóa tiêu dùng
hay sản xuất đại diện của nước chủ nhà và giá cả của một rổ hàng hóa làm đại diện
ở nước ngoài được ước tính bằng một loại tiền, có thể là nội tệ hoặc ngoại tệ, và chỉ
ra giá trị tương đối của nội tệ và ngoại tệ.
Công thức tính tỷ giá hối đoái thực: RER = E
Trong đó:
RER là tỷ giá thực song phương
E là tỷ giá danh nghĩa giữa đồng Việt Nam và đồng USD
P và P* lần lượt là chỉ số giá chung ở Việt Nam và Mỹ.
Theo công thức trên, RER quan hệ đồng biến với tỷ giá hối đoái danh nghĩa, khi
RER tăng dẫn đến phá giá đồng nội tệ. Sự thay đổi giá cả trong nước ảnh hưởng
trực tiếp làm RER thay đổi ngược chiều. Nếu tỷ giá danh nghĩa không đổi, giá cả
trong nước trong nước tăng là kết quả của sự tăng giá đồng nội tệ.
Theo phương pháp tiền tệ, hoạt động kinh tế trong nước gia tăng sẽ làm tăng nhu
cầu đồng nội tệ, gia tăng cầu tiền và dẫn đến làm gia tăng giá trị đồng nội tệ. Sự
thay đổi trong cung và cầu tiền là yếu tố đầu tiên quyết định sự thay đổi tỷ giá. Nếu
P*
P
7

phương pháp ngang giá sức mua được duy trì, trạng thái cân bằng của tỷ giá có thể
được duy trì hay không hoàn toàn được quyết định bởi các yếu tố liên quan đến tăng
cung tiền, tăng trưởng GDP, lãi suất. Ngược lại, trong mô hình Mundell – Fleming,
sự gia tăng hoạt động kinh tế trong nước làm gia tăng nhu cầu nhập khẩu, làm thâm
hụt cán cân thương mại. Thâm hụt cán cân thương mại có thể tạo ra áp lực lên đồng
nội tệ.

2.3. Tác động của tỷ giá đến lạm phát
Tác động của tỷ giá đến lạm phát thông qua 4 kênh truyền dẫn như sau:

- Cách tiếp cận tiền tệ, nghiên cứu tác động của tỷ giá tới cung cầu tiền tệ, qua
đó đánh giá tác động đến lạm phát.
- Cách tiếp cận theo trường phái Keynes nghiên cứu tác động của tỷ giá qua
kênh Tổng cung – Tổng cầu.
- Cách tiếp cận ảnh hưởng của tỷ giá tới lạm phát theo kênh mức giá chung
- Cách tiếp cận ảnh hưởng của tỷ giá tới lạm pháp kỳ vọng.
Cơ chế truyền dẫn tác động của chính sách tỷ giá đến lạm phát trong nền kinh tế mở
được mô tả qua sơ đồ sau:
H.2.3 Kênh tác động từ tỷ giá đến lạm phát










Tỷ giá tác động gián tiếp đến lạm phát chủ yếu thông qua các con đường như xuất
khẩu ròng, cán cân thanh toán, giá hàng hóa nhập khẩu. Tuy nhiên, việc tác động
Mức cung
tiền (M2)
Tỷ giá
danh nghĩa
Cán cân
thanh toán
Lạm phát
Giá hàng
nhập khẩu

Xuất nhập khẩu
ròng (NX)
Tổng cầu nền
kinh tế (AD)
8

của tỷ giá đến lạm phát thông qua cán cân thương mại và cán cân thanh toán quốc tế
thì mọi nền kinh tế mở đều tuân theo, nhưng riêng với giá hàng nhập khẩu thì chỉ có
những quốc gia có tỷ trọng nhập khẩu cao so với GDP mới có tác dụng rõ rệt.
Kênh thứ nhất: Tác động của tỷ giá tới lạm phát qua xuất nhập khẩu ròng đó là khi
đồng nội tệ giảm giá so với đồng tiền nước ngoài, xuất khẩu ròng tăng lên, cán cân
thương mại có thể được cải thiện, do xuất khẩu ròng là một thành phần của tổng cầu
AD, nên khi xuất khẩu ròng tăng, đường AD dịch chuyển lên trên (trong mô hình
AD - AS), tác động làm lạm phát gia tăng.
Kênh thứ hai: Tác động của tỷ giá đến lạm pháp qua cán cân thanh toán. Cơ chế
truyền dẫn này trải qua hai giai đoạn:
+ Khi tỷ giá tăng, xuất nhập khẩu ròng sẽ tăng lên, góp phần cải thiện tình
trạng cán cân thương mại. Mặt khác, khi xuất nhập khẩu ròng tăng, đường IS dịch
chuyển sang phải (mô hình IS-LM), lãi suất trong nước tăng lên, trong ngắn hạn
luồng vốn đổ vào trong nước tăng làm cán cân vốn tăng lên, từ đó cán cân thanh
toán tổng thể được cải thiện.
+ Khi cán cân thanh toán tổng thể thặng dư, luồng vốn nước ngoài đổ vào
trong nước tăng lên, lúc này sẽ có hai khả năng xảy ra: (1) Ngân hàng trung ương sẽ
phải cung ứng thêm tiền để mua ngoại tệ nhằm giữ tỷ giá không bị giảm xuống để
khuyến khích xuất khẩu và hạn chế nhập khẩu, mặt khác để tăng cường dự trữ ngoại
hối quốc gia. Như vậy, tác động không mong muốn là cung tiền tăng lên, đường
LM dịch chuyển sang phải, làm cân bằng tiền hàng trong nền kinh tế thay đổi, lạm
phát sẽ tăng lên. (2) Nếu Ngân hàng trung ương không vì mục tiêu giữ cho đồng
bản tệ được định giá thấp để khuyến khích xuất khẩu và giả định rằng dự trữ ngoại
hối đã đủ mức cần thiết và không cần tăng thêm, trong trường hợp cán cân tổng thể

thặng dư thì vẫn có một lượng ngoại tệ tăng lên trong nền kinh tế. Với những nước
có nền kinh tế bị đô la hóa ở mức độ cao, tổng phương tiện thanh toán của nền kinh
tế trong trường hợp này vẫn tăng lên vì nó bao gồm hai phần là: Tổng phương tiện
thanh toán bằng nội tệ và tổng phương tiện thanh toán bằng ngoại tệ. Khi tổng
phương tiện thanh toán tăng lại gây sức ép lên giá cả và đẩy lạm phát tăng lên.
9

Kênh thứ ba: Tác động của tỷ giá đến lạm phát thông qua giá hàng nhập khẩu. Giá
hàng nhập khẩu bị tác động bởi hai thành phần là giá nhập khẩu trên thị trường thế
giới và tỷ giá danh nghĩa. Khi tỷ giá danh nghĩa tăng làm giá hàng nhập khẩu tăng
và ngược lại. Hàng nhập khẩu có thể là hàng hóa phục vụ cho sản xuất trong nước
hoặc phục vụ tiêu dùng. Nếu là hàng nhập khẩu phục vụ sản xuất, khi tỷ giá tăng
dẫn đến chi phí các yếu tố đầu vào tăng, sản phẩm đầu ra cũng phải tăng giá. Nếu là
hàng nhập khẩu tiêu dùng, khi tỷ giá tăng dẫn đến giá của hàng hóa tính bằng nội tệ
tăng nên cũng là một nguyên nhân gây ra lạm phát. Tuy nhiên, ảnh hưởng của giá
hàng nhập khẩu đến lạm phát sẽ biểu hiện rõ hơn khi quốc gia có tỷ lệ nhập khẩu
trên GDP lớn, còn với những nước có tỷ lệ này nhỏ, dẫn truyền từ sự thay đổi của tỷ
giá qua giá hàng nhập khẩu đến lạm phát là không đáng kể.
Ngoài ba kênh truyền dẫn trên còn có một nhân tố nữa tác động đến lạm phát kỳ
vọng. Lãi suất huy động của đồng nội tệ có thể đại diện cho sự kỳ vọng về lạm phát
do cơ sở để xác định lãi suất huy động là kỳ vọng trung bình của nhà đầu tư về lạm
phát và lãi suất thực dương. Việc điều chỉnh tỷ giá liên tục của NHTW có thể khiến
lãi suất huy động đồng nội tệ cao. Điều này sẽ làm giảm lòng tin của dân chúng và
nhà đầu tư khi có sự kỳ vọng về giảm giá đồng nội tệ trong tương lai, gây ra vòng
xoáy “Lạm phát – Tỷ giá”.
Theo quan điểm cũ về mối quan hệ giữa tỷ giá và lạm phát, khi mức độ phá giá của
tiền tệ lớn hơn sự mất giá của hàng hóa, lạm phát sẽ gia tăng. Khi mức độ mất giá
của tiền tệ thấp hơn sự mất giá của hàng hóa, lạm pháp sẽ được hạn chế. Do đó, khi
lạm phát trầm trọng, tăng tỷ giá có thể kiềm chế được lạm phát.
Tuy nhiên, quan điểm đó đến nay không còn phù hợp với thực tế, việc tăng tỷ giá

không những không giảm được lạm phát, ngược lại khi tăng tỷ giá lên một mức
nhất định có thể gây ra khủng hoảng tiền tệ. Việc tăng tỷ giá quá mức cũng có thể
làm cho nền kinh tế rơi vào tình trạng giảm phát.

10

2.4. Tác động của tỷ giá đến sản lƣợng
Phá giá tiền tệ làm giảm giá trị đồng nội tệ so với các ngoại tệ khác. Phá giá tiền tệ
làm tăng tỷ giá thực, kích thích xuất khẩu, hạn chế nhập khẩu, cải thiện cán cân
thương mại, gia tăng sản lượng.
Trong ngắn hạn, khi tỷ giá tăng trong khi giá cả và tiền lương trong nước tương đối
cứng nhắc sẽ làm giá hàng hóa xuất khẩu rẻ hơn, nhập khẩu trở nên đắt hơn: các
hợp đồng xuất khẩu đã được ký kết với tỷ giá cũ, các doanh nghiệp trong nước chưa
huy động đủ nguồn lực để sẵn sàng tiến hành sản xuất nhiều hơn trước nhằm đáp
ứng nhu cầu xuất khẩu tăng lên, cũng như nhu cầu trong nước tăng lên. Ngoài ra,
trong ngắn hạn, cầu hàng nhập khẩu không nhanh chóng giảm còn do tâm lý người
tiêu dùng. Khi phá giá, giá hàng nhập khẩu tăng lên, tuy nhiên người tiêu dùng có
thể lo ngại về chất lượng hàng nội chưa có hàng thay thế xứng đáng hàng nhập khẩu
làm cho cầu hàng nhập khẩu chưa thể giảm ngay. Do đó, số lượng hàng xuất khẩu
trong ngắn hạn không tăng lên nhanh chóng và số lượng hàng nhập khẩu cũng
không giảm mạnh. Vì vậy, trong ngắn hạn hiệu ứng giá cả có tính trội hơn hiệu ứng
số lượng làm cho cán cân thương mại xấu đi.
Trong dài hạn, giá cả hàng nội địa giảm đã kích thích sản xuất trong nước và người
tiêu dùng trong nước cũng đủ thời gian tiếp cận và so sánh chất lượng hàng trong
nước với hàng nhập. Mặt khác, trong dài hạn, doanh nghiệp có thời gian tập hợp đủ
các nguồn lực để tăng khối lượng sản xuất. Lúc này, sản lượng bắt đầu co giãn, hiệu
ứng số lượng có tính trội hơn hiệu ứng giá cả lạm cán cân thương mại được cải
thiện.
Đường cong J là đường mô tả hiện tượng cán cân vãng lai bị xấu đi trong ngắn hạn
và chỉ cải thiện trong dài hạn. Theo kết quả nghiên cứu của Krugman (1991), người

đã tìm ra hiệu ứng đường cong J khi phân tích phá giá Đô la Mỹ trong thời gian từ
1985 – 1987, ban đầu cán cân vãng lai xấu đi, sau đó khoảng 2 năm cán cân vãng lai
được cải thiện.

11

H2.4. Hiệu ứng đƣờng cong J


Nguyên nhân xuất hiện đường cong J là do trong ngắn hạn hiệu ứng giá cả có tính
trội hơn hiệu ứng số lượng nên làm xấu đi cán cân thương mại, ngược lại trong dài
hạn, hiệu ứng số lượng có tính trội hơn hiệu ứng giá cả làm cán cân thương mại
được cải thiện.
 Điều kiện Mashall – Lerner
Theo điều kiện Mashall – Lerner, để cho việc phá giá tiền tệ có tác động tích cực
đến cán cân thanh toán, thì giá trị tuyệt đối của tổng 2 độ co giãn theo giá của xuất
khẩu và độ co giãn theo giá của nhập khẩu phải lớn hơn 1.
Một số nghiên cứu thực nghiệm về độ co giãn cho thấy trong dài hạn (từ hai đến ba
năm) tổng hệ số co giãn xuất khẩu và nhập khẩu lớn hơn 1, tức phá giá có tác động
đến xuất nhập khẩu. Theo khảo sát thực nghiệm của Goldstein và Kahn (1985) thì
tổng hệ số co giãn trong dài hạn (dài hơn 2 năm) luôn lớn hơn 1, trong khi trong
ngắn hạn (dưới 6 tháng) nó có xu hướng tiến gần đến 1. Nhìn chung, đa số các nhà
nghiên cứu đều cho rằng hệ số co giãn xuất khẩu và nhập khẩu trong ngắn hạn nhỏ
12

hơn trong dài hạn. Vì vậy, điều kiện Marshall-Linner chỉ có thể được duy trì trong
dài hạn.
Có quan điểm cho rằng các nước đang phát triển thường phụ thuộc nhiều vào hàng
nhập khẩu nên độ co giãn giá của cầu hàng nhập khẩu là nhỏ (tức trị giá nhập khẩu
sẽ không giảm bao nhiều khi phá giá nội tệ). Các nước phát triển có thị trường xuất

khẩu tương đối có tính cạnh tranh nên độ co giãn cầu hàng xuất khẩu có thể lớn hơn
(tức giá trị xuất khẩu tăng mạnh khi phá giá nội tệ). Điều này hàm ý rằng phá giá ở
các nước phát triển hay nói cách khác, việc phá giá là một giải pháp có thể cải thiện
thâm hụt thương mại ở quốc gia này nhưng có thể sẽ không có tác động ở quốc gia
khác. Nó cũng khuyến cáo các quốc gia đang phát triển nên thận trọng khi sử dụng
biện pháp phá giá mạnh đồng nội tệ của mình nhằm kích thích xuất khẩu.

2.5. Tổng quan các kết quả nghiên cứu trƣớc đây
Có rất nhiều những nghiên cứu trước đây về tác động của tỷ giá hối đoái thực đến
sản lượng cũng như lạm phát. Tuy nhiên, các kết quả không đồng nhất do phương
pháp nghiên cứu và nguồn dữ liệu khác nhau.
a. Các nghiên cứu về tác động của tỷ giá hối đoái thực đến sản lƣợng
Nghiên cứu của Roger and Wang (1995) sử dụng 5 biến: sản lượng, chi tiêu chính
phủ, lạm phát, tỷ giá hối đoái thực và cung tiền để phân tích biến động của sản
lượng ở Mexico trong giai đoạn từ 1977 – 1990. Nghiên cứu chỉ ra cú sốc phá giá
tiền tệ dẫn đến sự sụt giảm sản lượng.
Terence và Pentecost 2001 nghiên cứu phản ứng của sản lượng khi có sự thay đổi tỷ
giá hối đoái thực ở 4 quốc gia: Cộng hòa Czech, Hungary, Ba Lan và Slovakia. Dữ
liệu lấy hàng quý từ Quý I năm 1992 đến quý II năm 1998. Tác giả sử dụng 4 biến
để phân tích bao gồm: Sản lượng thực, đơn giá tiền lương, cung tiền và tỷ giá hối
đoái thực. Bài viết sử dụng mô hình hiệu chỉnh sai số truyền thống. Bài nghiên cứu
chỉ ra tỷ giá hối đoái thực không tác động lớn đến chỉ số GDP của Cộng hòa Czech
và Hungary trong dài hạn. Tuy nhiên, tác động của tỷ giá hối đoái ảnh hưởng làm
13

sản lượng giảm liên tục ở Ba Lan và gia tăng sản lượng ở Slovakia. Trong ngắn hạn,
phá giá làm giảm mức độ tăng trưởng sản lượng ở Cộng hòa Czech và Slovakia.
Điều này được nhóm tác giả lý giải do sự khác biệt của mỗi quốc gia về quy mô, tốc
độ phát triển và độ mở nền kinh tế.
Nhóm tác giả do Võ Trí Thành là người nghiên cứu chính thực hiện nghiên cứu tác

động của tỷ giá hối đoái thực đến lạm phát và sản lượng ở Việt Nam. Tác giả
nghiên cứu ảnh hưởng của sự thay đổi tỷ giá đến sự tăng trưởng sản lượng công
nghiệp từ giai đoạn từ 1992:1 – 1996:6 sử dụng 4 loại tỷ giá bao gồm – Tỷ giá
chính thức (OER), tỷ giá bán liên ngân hàng (SER), tỷ giá bán song song ở Hà Nội
(HSER) và Thành phố Hồ Chí Minh (SSER), sử dụng phương pháp ước lượng bình
phương bé nhất OLS với độ trễ 3 tháng, 6 tháng, 9 tháng và 12 tháng.
Kết quả nghiên cứu chỉ ra phá giá đồng tiền trong nước tác động làm tăng sản lượng
công nghiệp cả trong ngắn hạn và dài hạn.
Morley 1992 phân tích ảnh hưởng của tỷ giá hối đoái thực đến sản lượng ở 28 nước
phát triển có kinh nghiệm trong việc thực hiện phá giá tiền tệ. Kết quả nghiên cứu
khẳng định phá giá tiền tệ làm sụt giảm sản lượng.

b. Các nghiên cứu về tƣơng quan giữa tỷ giá hối đoái thực và lạm phát:
Steven B.Kamin,1996 nghiên cứu ở Mehico giai đoạn từ 1988 – 1994. Kết quả chỉ
ra phá giá tiền tệ là một yếu tố quan trọng làm gia tăng lạm phát. Kết quả tương tự
trong nghiên cứu của Rudiger Dornbusch, Federico Sturzenegger và Holger Wolf,
1990 nghiên cứu các nguyên nhân dẫn đến lạm phát cao ở một số quốc gia. Kết quả
nghiên cứu của tác giả cho thấy ở một số nước như Argentina, Brazil, Peru, Mexico
phá giá tiền tệ làm gia tăng lạm phát. Tuy nhiên, ở Bolivia tác giả không tìm thấy
tác động của tỷ giá hối đoái thực đến lạm phát.
Gần đây, Noer Azam Achsani, Arie Jayanthy FA.Fauzi và Piter Abdullah(2010)
nghiên cứu mối quan hệ giữa lạm phát và tỷ giá hối đoái thực. Tác giả so sánh phản
ứng của lạm phát trước sự thay đổi của tỷ giá hối đoái thực ở ASEAN + 3 và so
14

sánh kết quả này với kết quả nghiên cứu ở EU và Bắc Mỹ trong giai đoạn từ 1991
đến 2005. Kết quả nghiên cứu tìm thấy có mối tương quan mạnh giữa lạm phát và
tỷ giá hối đoái thực ở hầu hết các nước ASEAN + 3. Ở các nước Châu Á, có mối
quan hệ nhân quả một chiều tỷ giá thực tác động lên lạm phát. Tuy nhiên, ở khu vực
ngoài Châu Á, quan hệ nhân quả dường như không tồn tại. Phản ứng của lạm phát

trước sự thay đổi của tỷ giá hối đoái ở Châu Á mạnh hơn so với các nước EU và
Bắc Mỹ. Kết quả nghiên cứu cũng cho rằng khủng hoảng tài chính Châu Á 1997
dường như ảnh hưởng đến các nước Châu Á nhưng nó không có ý nghĩa ảnh hưởng
toàn cầu đến EU và Bắc Mỹ.
Choudhri và Hakura (2006) tiến hành phân tích tương quan giữa tỷ giá và tỷ lệ lạm
phát ở 71 quốc gia. Sử dụng mô hình kinh tế mở, tác giả tìm thấy có sự truyền dẫn
ảnh hưởng của tỷ giá lên lạm phát.
Zhang (2009) phân tích mối quan hệ giữa lạm phát và phá giá tiền tệ ở Trung Quốc.
Kết quả nghiên cứu cho thấy phá giá đồng nhân dân tệ không thể giúp giảm áp lực
lạm phát ở Trung Quốc.
c. Các nghiên cứu về tác động của tỷ giá hối đoái thực lên cả lạm phát và sản
lƣợng
Steven B.Kamin và John H.Roger (2000) sử dụng nguồn dữ liệu hàng quý ở Mexico
từ năm 1981 đến 1995 để phân tích tác động tỷ giá hối đoái thực đến 2 biến sản
lượng và lạm phát. Tác giả sử dụng mô hình VAR với 4 biến: Tỷ giá hối đoái thực,
sản lượng, chỉ số giá và lãi suất tiền gửi ở Mỹ để phân tích. Kết quả là mặc dù sự
thay đổi trong sản lượng được giải thích bởi cú sốc của chính nó, tuy nhiên một cú
sốc phá giá tiền tệ dẫn đến sự sụt giảm sản lượng và tăng lạm phát ở Mexico.
Odusola và Akinlo (2001) sử dụng 6 biến: Tỷ giá chính thức, tỷ giá song hành, giá,
thu nhập, cung tiền và lãi suất. Kết quả nghiên cứu bộc lộ kết quả không nhất quán
liên quan đến ảnh hưởng của phá giá tiền tệ đến sản lượng. Hàm phản ứng đẩy thể
hiện tác động của tỷ giá làm tăng sản lượng ở trung và dài hạn. Trong khi đó, kết
quả ngược lại trong trường hợp ngắn hạn. Kết quả này dẫn đến kết luận việc thực
15

hiện chế độ tỷ giá thả nổi linh hoạt không nhất thiết dẫn đến sự gia tăng sản lượng,
đặc biệt là trong ngắn hạn.
Berument và Pasaogullari (2003) sử dụng mô hình VAR ước lượng dữ liệu ở Thỗ
Nhĩ Kỳ và kết luận sự thay đối RER là một yếu tố quan trọng trong việc thay đổi
sản lượng và lạm phát. Phản ứng của sản lượng thường là nghịch biến và lâu dài sau

một cú sốc phá giá. Phá giá gây ra lạm phát.
Gần đây, Yongwei Chen và Dongli (2013) nghiên cứu ảnh hưởng của việc phá giá
đồng nhân dân tệ ảnh hưởng đến tăng trưởng sản lượng và lạm phát ở Trung Quốc.
Tác giả sử dụng dữ liệu hàng quý từ quý I năm 1993 đến quý II năm 2010, thực
hiện nghiên cứu mô hình VAR trên 5 biến: Sản lượng, tỷ giá, chỉ số giá, cung tiền
M2 và ngân sách tài chính. Kết quả nghiên cứu cho thấy việc phá giá đồng nhân dân
tệ nhanh chóng sẽ làm giảm bớt áp lực lên lạm phát nhưng sẽ dẫn tới sự sụt giảm
mạnh mẽ của sản lượng. Cú sốc tỷ giá có ảnh hưởng quan trọng đến lạm phát và
tăng trưởng sản lượng. Gợi mở việc hạn chế tỷ giá thả nổi trong một khuôn khổ
nhất định có ảnh hưởng rõ rệt đến sự ổn định của nền kinh tế vĩ mô.
Tóm lại, các kết quả nghiên cứu của các công trình nghiên cứu trên thế giới tuy
khác nhau nhưng đều có điểm chung là phá giá tiền tệ có ảnh hưởng đến lạm phát
và sản lượng của quốc gia đó. Do đó, bài nghiên cứu này kỳ vọng tìm ra mối tương
quan giữa tỷ giá hối đoái thực và lạm phát, tỷ giá hối đoái thực và sản lượng; từ đó
đưa ra một số khuyến nghị nhằm nâng cao hiệu quả điều hành chính sách tỷ giá ở
nước ta.
3. PHƢƠNG PHÁP NGHIÊN CỨU
3.1. Mô tả dữ liệu nghiên cứu
Dữ liệu sử dụng trong luận văn này bao gồm 98 quan sát, bao gồm dữ liệu hàng
tháng từ tháng 01 năm 2005 đến tháng 02 năm 2013. Sản lượng công nghiệp thực
đại diện cho GDP. TGHĐ thực đo lường bằng tỷ giá VND trên USD, tính toán bằng
cách lấy tỷ giá hối đoái danh nghĩa điều chỉnh danh mục giá tiêu dùng nội địa và
Mỹ. Một sự gia tăng tỷ giá hối đoái thực dẫn đến sự giảm giá của đồng nội tệ. Lãi
16

suất danh nghĩa USD, đại diện cho lãi suất ngoại tệ, là lãi suất trái phiếu kho bạc
Mỹ kỳ hạn 3 tháng. Dữ liệu CPI Việt Nam và CPI của Mỹ lấy từ nguồn IMF. Tỷ giá
danh nghĩa lấy từ nguồn IMF và Bloomberg terminal. Sản lượng công nghiệp, T-
Bill US (lãi suất trái phiếu chính phủ Mỹ kỳ hạn 3 tháng) lấy từ nguồn IMF. Tất cả
các giá trị chuỗi dữ liệu đều được điều chỉnh tính mùa vụ (trừ dữ liệu tỷ giá hối đoái

thực và T-Bill US) nhằm hạn chế ảnh hưởng mang tính chất mùa vụ có trong chuỗi
thời gian và được đưa về dạng logarit cơ số mũ tự nhiên (trừ dữ liệu T-Bill US).
3.2. Mô hình nghiên cứu
Để đo lường tác động của tỷ giá hối đoái thực lên sản lượng và lạm phát ở Việt
Nam, bài nghiên cứu sử dụng mô hình tự hồi quy vecto – VAR. Mô hình trọng tậm
được trình bày như sau:
x
t
= ∑
1
p
A
i
x
t-i
+ ∑
1
p
B
i
z
t-i
+ ΨD
t
+ ε
t
(3.1)
Trong đó:
+ x
t

là vectơ 3 biến nội sinh bao gồm: LIO (log sản lượng công nghiệp),
LCPI (log chỉ số giá tiêu dùng), LRER (log tỷ giá hối đoái thực).
+ z
t
là vectơ biến ngoại sinh: USINT (lãi suất trái phiếu Mỹ kỳ hạn 3 tháng).
+ D
t
là vectơ các yếu tố ngẫu nhiên
+ A
i
, B
i
là ma trận tương quan
+ ε
t
là sai số hệ thống
Để chạy dữ liệu trên mô hình VAR, tác giả tiến hành kiểm định tính dừng của chuỗi
dữ liệu thời gian bằng phương pháp ADF (Augmented Dickey – Fuller) test và PP
(Phillips-Perron) test. Nếu chuỗi dữ liệu không dừng, thực hiện phép biến đổi bằng
cách lấy sai phân bậc I, bậc II… cho đến khi chuỗi dữ liệu thực sự dừng.
Độ trễ tối ưu được xác định dựa vào các tiêu chuẩn FPE, AIC, HQIC, SBIC.
Bước tiếp theo thực hiện hồi quy VAR với mô hình 4 biến để xem xét tác động của
các biến đối với từng biến trong mô hình.
Để xác định mối quan hệ trong dài hạn của các biến, bài nghiên cứu thực hiện
phương pháp test đồng liên kết Johansen. Trong trường hợp này mô hình VAR
được viết lại dưới hình thức mô hình hiệu chỉnh vectơ (VECM). Số lượng vectơ
17

đồng liên kết được xác định bằng cách sử dụng thống kê λ
trace

hoặc λ
max
(Johansen
and Juselius, 1990). Mô hình VECM được sử dụng để phân tích mối quan hệ giữa
các biến trong ngắn hạn và dài hạn nếu có vectơ đồng liên kết.
Phân tích sai số dự báo và phản ứng xung đột, phương pháp cho phép việc tách biến
sai số dự báo của từng biến độc lập để xem xét ảnh hưởng lên tỷ giá khi có một cú
sốc trong giá và sản lượng công nghiệp.
Kiểm định mức độ phù hợp của mô hình thông qua kiểm định tự tương quan các
biến trễ và kiểm định mối quan hệ nhân quả giữa các biến trong mô hình.

3.3. Giới thiệu mô hình VAR:
3.3.1. Định nghĩa:
Mô hình vectơ tự hồi quy (VAR) là một mô hình toán kinh tế sử dụng để xác định
sự phụ thuộc lẫn nhau giữa các chuỗi thời gian đa biến cũng như cho mục đích dự
báo. Đây được xem là một trong những mô hình phổ biến nhất trong nghiên cứu
định lượng về các chính sách tiền tệ. Mối quan hệ giữa các biến số kinh tế không
đơn thuần chỉ theo một chiều, biến độc lập ảnh hưởng lên biến phụ thuộc mà trong
nhiều trường hợp nó còn có ảnh hưởng ngược lại. Do đó ta phải xét ảnh hưởng qua
lại giữa các biến này cùng một lúc.
Mô hình VAR về cấu trúc gồm nhiều phương trình (mô hình hệ phương trình) và có
các độ trễ của các biến số. Mô hình VAR là mô hình khá linh động và dễ dàng sử
dụng trong phân tích với chuỗi thời gian đa biến, được mở rộng từ mô hình tự hồi
quy đơn biến.
Mô hình VAR có tính chất ước lượng đối xứng, mỗi biến được giải thích dựa trên
các độ trễ của chính nó và các độ trễ của tất cả các biến khác trong mô hình.
Mô tả hệ thống k biến (được gọi là các biến nội sinh) trên cùng thời kỳ (t = 1, …, T)
như một hàm tuyến tính với các giá trị quá khứ của chúng
Xét 2 chuỗi thời gian Y
1

và Y
2
. Mô hình VAR tổng quát đối với Y
1
và Y
2
có dạng
sau đây:
18

Y
1t
= α + ∑
1
p
β
i
Y
1t-i
+ ∑
1
p
γ
i
Y
2t-i
+ U
1t

Y

2t
= δ + ∑
1
p
ƴ
i
Y
1t-i
+ ∑
1
p
Ɵ
i
Y
2t-i
+ U
2t

Trong mô hình trên, mỗi phương trình đều chứa p trễ của mỗi biến. Với 2 biến số
mô hình có 2
2
p hệ số góc và 2 hệ số chặn. Trường hợp tổng quát nếu mô hình có k
biến thì sẽ có k
2
p hệ số góc và k hệ số chặn. k càng lớn thì số hệ số phải ước lượng
càng tăng.
3.3.2 Phƣơng pháp ƣớc lƣợng mô hình VAR:
Bước 1: Xét tính dừng của các biến trong mô hình. Nếu chưa dừng thì lấy sai phân
để đưa về các chuỗi dừng.
Bước 2: Xác định độ trễ tối ưu của các biến trong mô hình.

Bước 3: Ước lượng mô hình.
Bước 4: Đánh giá sự phù hợp của mô hình (Bằng việc kiểm định tính dừng của
phần dư. Nếu phần dư của mô hình dừng thì mô hình nhận được phù hợp với chuỗi
thời gian và ngược lại).
3.3.3 Ƣu điểm và hạn chế của mô hình VAR:
a. Ƣu điểm:
- Tất cả các biến trong VAR đều là biến nội sinh. Có thể sử dụng phương pháp OLS
cho từng phương trình riêng rẽ trong mô hình VAR.
- Khi chúng ta cần phân tích nhiều chuỗi thời gian khác nhau và cần phải xem xét
mối quan hệ giữa chúng thì mô hình VAR trở thành một lựa chọn phù hợp.
b. Hạn chế:
- Mô hình VAR chỉ áp dụng đối với trường hợp tất cả các biến đều dừng. Trường
hợp các biến này chưa dừng thì phải lấy sai phân để đảm bảo chuỗi dừng.
- Khi sử dụng mô hình VAR, việc lựa chọn khoảng trễ thích hợp gặp rất nhiều khó
khăn.
- Các tham số cần ước lượng trong mô hình lớn.