ERPT and inflation Hiệu ứng truyền dẫn tỷ giá vào lạm phát ở Việt Nam

GVHD: PGS.TS NGUYỄN THỊ NGỌC TRANG

HIỆU ỨNG TRUYỀN DẪN TỶ GIÁ VÀO LẠM PHÁT Ở VIỆT NAM
MÔN TÀI CHÍNH QUỐC TẾ


HIỆU ỨNG TRUYỀN DẪN TỶ GIÁ VÀO LẠM PHÁT Ở VIỆT NAM
MỤC LỤC

GVHD: PGS.TS Nguyễn Thị Ngọc Trang

2


HIỆU ỨNG TRUYỀN DẪN TỶ GIÁ VÀO LẠM PHÁT Ở VIỆT NAM
DANH MỤC HÌNH ẢNH

DANH MỤC BIỂU ĐỒ
Biểu đồ 4.1: Sự biến động của lạm phát theo thời gian
..........................................................................................................................................................
38
Biểu đồ 4.2: Sự biến động của ERPT theo thời gian.
..........................................................................................................................................................
39

GVHD: PGS.TS Nguyễn Thị Ngọc Trang

3


HIỆU ỨNG TRUYỀN DẪN TỶ GIÁ VÀO LẠM PHÁT Ở VIỆT NAM

DANH MỤC BẢNG
Bảng 2.1.Tóm tắt một số kết quả nghiên cứu trước đây về hiệu ứng truyền dẫn tỷ giá hối đoái
..........................................................................................................................................................
11
Bảng 4.1. Kết quả kiểm định tuyến tính
..........................................................................................................................................................
34
DANH MỤC PHỤ LỤC
Phụ lục 1: Dữ liệu IMP và PPI đã được điều chỉnh theo mùa.....................................................47
Phụ lục 2: ERPT và lạm phát được xác định qua công thức như phần 3.1................................49

GVHD: PGS.TS Nguyễn Thị Ngọc Trang

4


HIỆU ỨNG TRUYỀN DẪN TỶ GIÁ VÀO LẠM PHÁT Ở VIỆT NAM
DANH MỤC CÁC TỪ VIẾT TẮT











ERPT

GSO
IFS
PPI
IMP
STAR
INF
VAR
CPI
SSR

Exchange rate pass-through
General Statistics Office
International Financial Statistics
Producer Price Index
Import Price
Smooth Transition AutoRegressive
Inflation
Vector AutoRegressive
Consumer Price Index
Sum of Squares Residal

GVHD: PGS.TS Nguyễn Thị Ngọc Trang

5


HIỆU ỨNG TRUYỀN DẪN TỶ GIÁ VÀO LẠM PHÁT Ở VIỆT NAM
Chương 1.

1.1.

GIỚI THIỆU ĐỀ TÀI NGHIÊN CỨU

Lý do chọn đề tài

Hiện nay, nền kinh tế của toàn thế giới có nhiều sự thay đổi, các quốc gia dần chuyển mình để
hòa nhập với xu thế toàn cầu hóa. Cùng với sự phát triển của nền kinh tế có nhiều vấn đề bất cập
xảy ra. Một trong những vấn đề đang làm đau đầu các chuyên gia kinh tế trên thế giới là làm thế nào
để có thể điều chỉnh lạm phát về mức lạm phát mục tiêu. Lạm phát cao ảnh hưởng không nhỏ đến
đời sống của người dân và gây áp lực đối với việc điều hành chính sách tiền tệ của Ngân hàng Trung
ương. Một trong những nguyên nhân gây ra lạm phát hiện nay có thể kể đến đó là việc thay đổi tỷ
giá. Chính sách tỷ giá là một bộ phận của chính sách kinh tế, được sử dụng như một công cụ hữu
hiệu nhằm đạt mục tiêu ổn định giá cả. Để duy trì mức tỷ giá cố định hay tác động để tỷ giá biến
động đến một mức cần thiết, thì cần phải có một chế độ tỷ giá và hệ thống can thiệp thích hợp. Điều
này cho thấy tầm quan trọng của việc nghiên cứu hiệu ứng truyền dẫn tỷ giá hối đoái đến lạm phát.
Vấn đề này ở Việt Nam chưa được nghiên cứu nhiều. Vì vậy, việc đo lường hiệu ứng ERPT một
cách toàn diện ở Việt Nam là một vấn đề cấp thiết.
1.2.

Mục tiêu nghiên cứu và các câu hỏi nghiên cứu:

Trong đề tài này chúng tôi nghiên cứu mối quan hệ giữa hiệu ứng truyền dẫn tỷ giá (ERPT) và
lạm phát bằng cách sử dụng mô hình chuỗi thời gian phi tuyến - mô hình tự hồi quy chuyển tiếp
trơn (STAR models) trong các nền kinh tế mở mới nổi, cụ thể là ở Việt Nam. Đề xuất các biện pháp
điều chỉnh tỷ giá và lạm phát ở Việt Nam. Bài viết nhắm đến mục tiêu: (1) xác định mức độ của hiệu
ứng truyền dẫn tỷ giá; (2) đánh giá tác động của những thay đổi trong tỷ giá tới lạm phát; (3) đưa ra
một số khuyến nghị từ các kết quả rút ra được. Và để đạt được các mục tiêu trên, chúng ta cần trả
lời được các câu hỏi: Mức độ của hiệu ứng ERPT ở Việt Nam là hoàn toàn hay không và bằng bao
nhiêu? Mức độ truyền dẫn này có độ trễ trong bao lâu? So với các nước khác thì mức độ truyền dẫn
của Việt Nam cao hơn hay thấp hơn? Chúng tôi tập trung nghiên cứu tác động của ERPT trong giai

đoạn 2001-2011 tại Việt Nam với chuỗi số liệu theo quý.
1.3.

Phương pháp nghiên cứu

Bài nghiên cứu của chúng tôi thực hiện dựa trên phương pháp lịch sử và phương pháp khoa
học.Trên cơ sở tổng hợp các nghiên cứu trước của các tác giả có uy tín trên thế giới cũng như một
số lý thuyết có sẵn trong nước, chúng tôi nghiên cứu các yếu tố liên quan đến vấn đề này tại Việt
GVHD: PGS.TS Nguyễn Thị Ngọc Trang

6


HIỆU ỨNG TRUYỀN DẪN TỶ GIÁ VÀO LẠM PHÁT Ở VIỆT NAM
Nam. Để ước lượng mối quan hệ này chúng tôi sử dụng mô hình STAR với dữ liệu chỉ số giá nhập
khẩu (IMP), chỉ số giá sản xuất (PPI) và chỉ số giá tiêu dùng của Việt Nam từ 2001-2011 theo quý
được chạy bằng phần mềm Jmulti.

GVHD: PGS.TS Nguyễn Thị Ngọc Trang

7


HIỆU ỨNG TRUYỀN DẪN TỶ GIÁ VÀO LẠM PHÁT Ở VIỆT NAM

Chương 2.
2.1.

TỔNG QUAN CÁC KẾT QUẢ NGHIÊN CỨU TRƯỚC ĐÂY

Tổng quan

Trong hệ thống các mô hình kinh tế vĩ mô mới, tác động của hiệu ứng pass-through tỷ giá đến
giá cả nội địa là một trong những yếu tố căn bản nhất trong việc đánh giá tác động toàn cầu của các
chính sách tài chính. Hơn thế kỷ qua, các nghiên cứu thực nghiệm đã phát hiện ra rằng chỉ số ERPTđược định nghĩa như là sự phản ứng của tỷ lệ lạm phát trong nước với những thay đổi trong tỷ giá
hối đoái (hay còn gọi là chi phí biên) đã giảm trong những năm 1980 và 1990.
Đã có rất nhiều bài nghiên cứu về mối tương quan giữa ERPT và lạm phát. Nhìn chung, sự
tương quan này thể hiện thông qua mức độ pass - through của tỷ giá đến giá nhập khẩu và giá thị
trường nội địa Theo bài nghiên cứu của Michele Ca’ Zorzi và Elke Hahn và Marcelo Sánchez
(2007), ở các quốc gia đang phát triển với thị truờng có tỷ lệ lạm phát 1 con số (tiêu biểu như các
quốc gia châu Á), thì tác động của ERPT với gía nhập khẩu và giá tiêu dùng thì thấp hơn so với
những quốc gia phát triển. Bài nghiên cứu này cũng cho thấy những bằng chứng về mối quan hệ
giữa ERPT và tỷ lệ lạm phát thông qua hai quốc gia Arhentina và Turkey. Bailliu và Eiji (2004)
cũng đã có những nhận định tương tự khi sử dụng số liệu của 11 nước công nghiệp (Australia,
Belgium, Canada, Denmark, Finland, France, Italy, Netherlands, Spain, United Kingdom, and
United States).
Trong hầu hết các bài nghiên cứu về ERPT, phần lớn ERPT đều được ước lượng thông qua tổng
hợp các chỉ số giá: CPI (Consumer price index- chỉ số tiêu dùng), PPI (Producer Price Index -chỉ số
giá sản xuất), IPI (Industrial Production Index-chỉ số giá sản xuất công nghiệp) hoặc IMP (import
price index- chỉ số giá nhập khẩu). Iyabo Masha và Chanho Park (2012) cũng nghiên cứu về sự ảnh
hưởng của ERPT đến giá cả nội địa thông qua nghiên cứu thực nghiệm ở MALDIVES, bằng mô
hình VAR sử dụng các số liệu từ năm 1994-2010 cho thấy sự ảnh hưởng của ERPT đến CPI thì rất
là cao. Hay nói cách khác chỉ số CPI rất nhạy cảm với chỉ số ERPT. Đây cũng là kết luận của bài
nghiên cứu Khoa kinh tế thuộc trường đại học Worwick khi nghiên cứu về ERPT và lạm phát nội
địa của Anh.
Khi nghiên cứu về ERPT và lạm phát, chúng tôi đã tìm được rất nhiều bài nghiên cứu chỉ ra mối
quan hệ phi tuyến của ERPT và lạm phát. Ví dụ như bài nghiên cứú của Nidhaleddine Ben Cheikh
(2012) về: “Asymmetric Exchange Rate Pass-Through in the Euro Area: New Evidence from
GVHD: PGS.TS Nguyễn Thị Ngọc Trang

8


HIỆU ỨNG TRUYỀN DẪN TỶ GIÁ VÀO LẠM PHÁT Ở VIỆT NAM
Smooth Transition Models”, thông qua nghiên cứu mối tương quan phi tuyến giữa ERPT và lạm
phát ở 12 quốc gia với 3 biến vĩ mô: lạm phát, biến động tỷ giá và chu kỳ kinh doanh. Kêt quả của
bài nghiên cứu này là: biến động tỷ giá cao hơn khi lạm phát đạt tới ngưỡng nhất định. Bài nghiên
cứu này ủng hộ thuyết của Taylor là: “pass-through giảm ở môi trường lạm phát thấp và ổn định.
Nidhaleddine Ben Cheikh cũng chỉ ra mức độ pass-through cao hơn khi tỷ giá thay đổi lớn hơn
đồng thời, pass-through cũng tương quan thuận với hoạt động kinh tế, có nghĩa là: khi GDP phát
triển đến 1 ngưỡng nào đó thì ERPT sẽ biến động nhiều hơn.
Yelena F. Takhtamanova (2003) sử dụng khuôn khổ lý thuyết của phân tích tỷ giá ERPT và
những nghiên cứu thực nghiệm về sự sụt giảm của ERPT từ những năm 1990 so với những năm
1980. Bài này chỉ ra rằng đường cong Phillip trong một nền kinh tế mở thì khác so với nền kinh tế
đóng. Bởi vì nếu mở cửa tiếp nhận những yếu tố đầu vào khác, thì tỷ giá thực sẽ ảnh huởng đến lạm
phát. Vì vậy trong một nền kinh tế mở, sự phức tạp của tỷ giá hối đoái thực sẽ làm cho tỷ lệ lạm
phát cũng phức tạp hơn.Bài này cũng đề nghị rằng mức độ tác động của ERPT đến yếu tố lạm phát
thông qua biến CPI cũng phụ thuộc vào 4 yếu tố. Đó là: mức độ truyền dẫn của tỷ giá ERPT đến giá
cả của những doanh nghiệp tư nhân, phần nhập khẩu trong giỏ hàng hóa CPI, sự linh động giá của
các doanh nghiệp trong nền kinh tế mở và uy tín của nhà hoạch địch chính sách tiền tệ.
Với bài nghiên cứu “Price adjustment and exchange rate pass-through” Devereux, Michael B.
Yetman, James (2010) đã phát triển một mô hình lý thuyết đơn giản để xác định biến động của tỷ
giá đến giá tiêu dùng. Bài nghiên cứu cũng chỉ ra rằng giá cứng nhắc là yếu tố chính để xác định
ERPT thông qua nghiên cứu 2 giai đoạn. Đầu tiên là cố định tần số biến động của giá, tác giả cho
rằng những dữ liệu từ những nước có lạm phát thấp có thể dùng để tái ước lượng pass-through thấp
ở những nước này. Sự thay đổi chậm của giá là nguyên nhân chính dẫn đến pass-through thấp.Bài
nghiên cứu mở rộng mô hình bằng cách thay đổi tần số của biến động giá trở thành một biến ngoại
sinh. Khi nghiên cứu ở các nước có lạm phát thấp và cao, ERPT tăng ở mức lạm phát trung bình
nhưng ở tỷ lệ thấp.
Mức độ pass-through sẽ tác động đến giá tại nhiều mức độ của quy trình sản xuất và liên quan

chặt chẽ đến khả năng của nhà nhập khẩu và xuất khẩu trong việc chuyển chi phí sản xuất cao đến
người tiêu dùng. Điều này có thể ảnh hưởng đến giá cả, tuy nhiên, phần lớn các bài nghiên cứu cho
rằng ERPT được xác định bởi các yếu tố vi mô: độ giãn của cầu, chi phí sản xuất, cấu trúc của thị
trường… và cũng được xác định bởi các biến ngoại sinh từ các chính sách vĩ mô (Devereux engel
(2001) Goldbeg Knetter (1955)). Taylor (2000) cho rằng những sự sụt giảm gần đây trong passGVHD: PGS.TS Nguyễn Thị Ngọc Trang

9


HIỆU ỨNG TRUYỀN DẪN TỶ GIÁ VÀO LẠM PHÁT Ở VIỆT NAM
through đối với giá tổng hợp là kết quả của lạm phát thấp. Ở đây ta thấy pass-through phụ thuộc vào
cơ chế: lạm phát thấp sẽ tự động tạo nên pass-through thấp. Đó là kết quả của bài nghiên cứu của
Shrabani Saha và Zhaoyong Zhang (2012): “Exchange Rate Pass-Through and it’s Impact on
Inflation: A Comparative Study for Australia, China and India with Disaggregated Data”.
Bảng 2.1.Tóm tắt một số kết quả nghiên cứu trước đây về hiệu ứng truyền dẫn tỷ giá hối đoái.
Bài nghiên cứu

Cunningham và Haldance (2000) Garcia và Restrepo (2001) Mc
Yelena F.Takhtamanova (2003)
Berben (2004)

Bailliu và Eiji (2004)

Michele Ca’ Zorzi và Elke Hahn và Marcelo Sánchez (2
Yetman, James (2010)
Iyabo Masha và Chanho Park ( 2012)
Nidhaleddine Ben Cheikh (2012)

2.2. Cơ sở lý thuyết.
Bài nghiên cứu của tác giả dựa trên những nền tảng lý thuyết trong bài nghiên cứu của nhóm tác

giả người Nhật :”Exchange rate pass-through and inflation. A nonlinear time series analysis”
Bài viết này nghiên cứu mối quan hệ giữa ERPT và lạm phát bằng cách ước lượng mô hình
chuỗi thời gian phi tuyến. Dựa trên mô hình lý thuyết đơn giản xác định ERPT, tác giả thấy rằng
sự biến động của ERPT có thể được ước lượng gần đúng bởi nhóm mô hình tự hồi quy chuyển
đổi trơn (STAR) sử dụng tỷ lệ lạm phát quá khứ làm biến thay đổi. Tác giả sử dụng nhiều dạng
hàm biến đổi dạng chữ U để ước lượng sự ảnh hưởng của ERPT theo thời gian đối với giá nội địa
của Mỹ. Kết quả ước lượng cho thấy sự sụt giảm của ERPT trong những năm 1980 và 1990 có
liên quan đến lạm phát giảm.

GVHD: PGS.TS Nguyễn Thị Ngọc Trang

10


HIỆU ỨNG TRUYỀN DẪN TỶ GIÁ VÀO LẠM PHÁT Ở VIỆT NAM
Tác giả sử dụng hàm chuyển đổi chữ U trong mô hình STAR để xem các hình thức của giá trị
ERPT theo thời gian. Phương pháp của tác giả là áp dụng dữ liệu theo tháng của giá trị nhập khẩu
US và giá nội địa và ước lượng sự biến động của ERPT trong suốt thời kì từ năm 1975 đến năm
2007.
Để tiếp cận mô hình tự hồi quy phi tuyến, đầu tiên tác giả đưa ra các mô hình lý thuyết đơn lẻ
của các công ty nhập khẩu, trong đó ERPT là hàm phi tuyến của tỷ lệ lạm phát quá khứ. Mô hình
này liên quan mật thiết với mô hình ERPT của Devereux và Yetman. Do đó, giá tối ưu phụ thuộc
trực tiếp vào lãi suất danh nghĩa, tương ứng với chi phí biên, và các doanh nghiệp nhập khẩu nội
sinh chọn xác suất điều chỉnh giá của họ ở mức tối ưu. Tuy nhiên, mô hình của tác giả khác với
mô hình khác ở một số khía cạnh cơ bản. Đầu tiên, ở mỗi thời kỳ các tỷ số của công ty có giá trị
hữu hạn. Thứ hai, mỗi công ty đều đối mặt với vấn đề không tham gia vào hợp đồng. Khi công ty
rút khỏi hợp đồng, họ sẽ thiết lập một mới giá tối ưu để chi trả chi phí cố định. Bởi vì, khi ERPT
tăng nếu nhiều công ty đều thiết lập gía tối ưu, và khả năng rút lui phụ thuộc tỷ lệ lạm phát quá
khứ, mô hình của chúng tôi dự báo rằng ERPT phụ thuộc vào độ trễ lạm phát. Dự đoán này trái
ngược với Devereux và Yetman (2010) (ERPT phụ thuộc vào trạng thái ổn định của nền kinh tế).

Chúng tôi trình bày sự biến động của ERPT bằng mô hình lý thuyết một cách gần đúng bởi cấu
trúc STAR.
2.2.1 Mô hình lí thuyết xác định ERPT
Tác giả sử dụng mô hình nhà nhập khẩu của Devereux-Yetman (2008) để xác định ERPT.
Mô hình này có các đặc điểm sau:
-

Hợp đồng nhập khẩu có giới hạn thời gian (theo Taylor (1980)
Quy định giá trong hợp đồng
Chọn xác suất doanh nghiệp nhập khẩu rút ra khỏi hợp đồng
ERPT phụ thuộc vào độ trễ của lạm phát chứ không phải lạm phát ổn định.
Các doanh nghiệp nhập khẩu cạnh tranh độc quyền với nhau, và mỗi doanh nghiệp nhập khẩu

một loại hàng hóa trung gian i khác nhau và chỉ bán cho một nhà sản xuất cuối cùng. Trong mỗi
giai đoạn, có 1/N số doanh nghiệp nhập khẩu kí hợp đồng kéo dài N giai đoạn với nhà sản xuất.
Mức cầu tại thời điểm t-j (j = 0, 1,…, N-1) của mặt hàng nhập khẩu i [0, 1] là:

Với là độ co dãn chéo cố định.
GVHD: PGS.TS Nguyễn Thị Ngọc Trang

11


HIỆU ỨNG TRUYỀN DẪN TỶ GIÁ VÀO LẠM PHÁT Ở VIỆT NAM
là giá mặt hàng i mà nhà nhập khẩu bán cho nhà sản xuất tại thời điểm t - j.
là chỉ số giá mà nhà nhập khẩu bán cho nhà sản xuất theo hợp đồng tại thời điểm t- j.
Ct (t – j) là tổng cầu hàng hóa trung gian.
Độ co giãn chéo giữa các mặt hàng trung gian được giả định bằng 1 thì chỉ số giá tổng hợp
tại thời điểm t là
pt = N -1 với pt (t – j) = lnPt (t – j)

Tất cả các hàng hóa trung gian được nhập khẩu với cùng một mức giá P t*. Lợi nhuận của nhà
nhập khẩu tại thời điểm t, tính bằng đồng nội tệ là:

Với St là tỉ giá hối đoái danh nghĩa
là chi phí vận chuyển iceberg doanh nghiệp nhập khẩu phải trả.
Để tối đa hóa lợi nhuận trong cơ chế giá thả nổi, doanh nghiệp nhập khẩu đòi hỏi mức giá là:

Với là chênh lệch giá và (1+St Pt* là chi phí biên
Lấy logarit công thức giá đòi hỏi ở trên ta có
doanh nghiệp kí hợp đồng tại thời điểm t, với

là mức giá chung của tất cả các
và

. Cả st và pt*

được giả định là tuân theo Random walk process với phương sai của là
Trong giai đoạn đầu của hợp đồng, nhà nhập khẩu thiết lập mức giá Trong các giai đoạn còn
lại, mức giá được tổng hợp thành tỉ lệ lạm phát tính bằng công thức

Tuy nhiên, các doanh nghiệp được phép rút ra khỏi hợp đồng trước thời hạn với điều kiện
phải chi trả chi phí cố định F (>0). Trong suốt

giai đoạn đầu (N* >=1), các doanh nghiệp phải

tuân theo các quy tắc giá đã thỏa thuận trên hợp đồng. Nếu doanh nghiệp quyết định rút khỏi hợp
đồng sau N* thời kì, thì trong N – N * thời kì còn lại của hợp đồng, họ có thể đưa ra mức giá đòi
hỏi . Vì các doanh nghiệp kí hợp đồng vào thời điểm t và quyết định rút ra tại thời điểm nên ta có
tập hợp giá là:
GVHD: PGS.TS Nguyễn Thị Ngọc Trang

12


HIỆU ỨNG TRUYỀN DẪN TỶ GIÁ VÀO LẠM PHÁT Ở VIỆT NAM

Dựa trên hành vi tối ưu của doanh nghiệp, xác suất doanh nghiệp quyết định điều chỉnh giá
hợp đồng để đạt tới mức giá đòi hỏi có thể được xác định nội sinh. Đặt k (t) là xác suất (có điều
kiện) doanh nghiệp đang trong thời hạn hợp đồng sẽ tiếp tục duy trì hợp đồng trong giai đoạn kế
tiếp. Ở đây kí hiệu t trong dấu ngoặc đơn ý chỉ công thức này chỉ áp dụng cho tất cả doanh
nghiệp tham gia hợp đồng mới tại thời điểm t. Sau khi đặt giá hợp đồng mới tại thời điểm t, các
doanh nghiệp theo dõi chỉ số lạm phát tổng hợp và chọn k (t) để tối thiểu hóa tổn thất. Hàm tổn
thất dự kiến được xác định là:

Với

là hệ số chiết khấu. Hàm số trên cho thấy giá trị tổn thất phụ thuộc vào giá trị tuyệt

đối của lạm phát. Khi lạm phát tăng (tương ứng với giá trị chi phí cố định), doanh nghiệp có thể
tối thiểu hóa tổn thất bằng cách né tránh ảnh hưởng của lạm phát. Việc này làm cho k (t) thấp hơn
(hay độ dài trung bình của N* ngắn hơn). Trong trường hợp lạm phát rất cao, thì k (t) = 0 (hay N* =
1) và ta có tập hợp giá cho N giai đoạn là . Trong trường hợp lạm phát rất thấp, k (t) = 1 (hay N* =
N) và có tập hợp giá là . Từ 2 trường hợp trên, ta rút ra được k (t) là hàm của biến lạm phát: k (t) =
k().
Hiệu ứng truyền dẫn tỉ giá ERPT (trong ngắn hạn) được định nghĩa là đạo hàm bậc nhất của
hàm theo biến . Sử dụng đường cong Phillip động từ mô hình, ERPT có thể được xác định với
với , nghĩa là ERPT phụ thuộc trực tiếp vào độ trễ của lạm phát.
a. Trường hợp N=2:
Hàm tổn thất sẽ có dạng:

=)
Giá trị tối ưu của

được xác định bằng cách tối thiểu hóa hàm tổn thất trên. Ta có:

GVHD: PGS.TS Nguyễn Thị Ngọc Trang

13


HIỆU ỨNG TRUYỀN DẪN TỶ GIÁ VÀO LẠM PHÁT Ở VIỆT NAM
Ta dùng công thức tính giá tổng hợp, ta có:

Với pt(t) là giá đòi hỏi

khi doanh nghiệp nhập khẩu ký hợp đồng mới và pt(t-1)

được tính theo công thức
Từ đó, lạm phát động được xác định theo công thức:

Đạo hàm bậc nhất công thức trên theo biến

, ta xác định được ERPT ngắn hạn:

Công thức trên cho thấy ERPT phụ thuộc vào độ trễ của lạm phát,
Khi

,

=1, ERPT = 0.5. Ngược lại khi

ERPT = 1.

Hình 1: ERPT và lạm phát với N=2
b. Trường hợp N=3:
Ta có hàm tổn thất dự kiến khi N=3 như sau:

GVHD: PGS.TS Nguyễn Thị Ngọc Trang

14

thì


HIỆU ỨNG TRUYỀN DẪN TỶ GIÁ VÀO LẠM PHÁT Ở VIỆT NAM

Giá trị

tối ưu tính được như sau:

Với điều kiện

và

trơn của biến lạm phát

. Khi đó,

. Ngược lại, nếu điều kiện trên không xảy ra thì

1. Cụ thể là nếu

và

thì

Chỉ số giá tổng hợp là:

Với
và

là
là

Lạm phát động tính theo công thức sau:

Từ đó, ta có ERPT:

Có thể thấy trong công thức này, ERPT phụ thuộc vào

GVHD: PGS.TS Nguyễn Thị Ngọc Trang

có giá trị 0 hoặc
thì

= 0.

15

và

là hàm

= 1 , còn nếu


HIỆU ỨNG TRUYỀN DẪN TỶ GIÁ VÀO LẠM PHÁT Ở VIỆT NAM

Hình 2: ERPT và lạm phát với N=3
c. Trường hợp N giai đoạn
Thực hiện tương tự như trường hợp N=2 và N=3, ta có giá trị lạm phát tại thời điểm t pi t là
hàm theo biến

với j=1, …, N và biến

với j=0, …, N-1. Cuối cùng ta có giá trị

ERPT N giai đoạn:

Với

là hàm phi tuyến theo biến

, và

chỉ số lượng doanh nghiệp thích

ứng với lạm phát và giá trị ERPT chạy từ 1/N đến 1.
Tóm lại, ERPT là hàm phi tuyến trơn với biến là lạm phát quá khứ và quá trình biến động của
ERPT có thể được xác định bằng mô hình STAR theo các hàm dạng chữ U.

2.2.2 Các biến đổi kinh tế lượng
Phần này sẽ giới thiệu mô hình chuỗi thời gian phi tuyến mà chúng ta sẽ sử dụng trong phân
tích thực nghiệm. Có 3 dự đoán chính là mô hình lí thuyết ERPT sẽ kết hợp với mô hình thực
nghiệm.
• Đầu tiên, kết quả lạm phát cao hơn với mức độ ERPT cao hơn. (về giá trị tuyệt đối)
GVHD: PGS.TS Nguyễn Thị Ngọc Trang

16


HIỆU ỨNG TRUYỀN DẪN TỶ GIÁ VÀO LẠM PHÁT Ở VIỆT NAM
• Thứ 2, các ERPT có thể được thể hiện như một hàm đối xứng quanh giá trị 0 của tỷ lệ lạm
phát trong quá khứ
• Thứ 3, nhìn chung, các chức năng của ERPT có thể được mô tả liên tục hơn chứ không phải
là quá trình chuyển đổi đột ngột từ việc sử dụng tỷ lệ lạm phát trong quá khứ sang chuyển
đổi biến có thể kèm theo nhiều độ trễ. Ngoại lệ duy nhất là một trường hợp đặc biệt của hợp
đồng 2 giai đoạn. Nó được dự đoán là một giả định về quá trình chuyển đổi thường xuyên
rời rạc của mô hình TAR.
Để kết hợp các chức năng này trong một mô hình tiết kiệm tham số, chúng tôi chủ yếu sử
dụng mô hình STAR theo cấp số nhân (ESTRA), trong đó hàm chuyển đổi hình chữ U đối xứng
được trình bày bằng một hàm mũ:

Trong đó: là biến chuyển đổi
(>0) là một tham số xác định độ nhạy của quá trình chuyển đổi.
Công thức này được sử dụng phổ biến trong mô hình STAR được đề xuất ban đầu bởi
Haggan và Ozaki (1981) và sau đó tổng quát hóa bởi Granger và Terasvirta (1993) và Terasvirta
(1994). Do mục đích nghiên cứu của chúng tôi là xác định mối quan hệ giữa , chúng tôi ước tính
hai biến thể của mô hình ESTAR như sau:
(2)
Trong đó: εt tuân theo quy luật phân phối độc lập (0, σ2ε).

Lưu ý rằng chiều dài độ trễ ở phía bên phải (2) có được từ dự đoán của các mô hình lý thuyết
sẽ được cung cấp trong phần phụ lục. Trong mô hình lý thuyết đưa ra nhiều biến chuyển đổi ở đây
tác giả xem xét đặc trưng xúc tích và sử dụng trung bình của tỷ lệ lạm phát trong quá khứ như là
một biến chuyển đổi duy nhất, . Trong mô hình ESTAR này, tác giả quan tâm đến việc xác định
ERPT biến đổi theo thời gian được xác định:

Chúng ta áp đặt một giới hạn và để các ERPT rơi trong khoảng [0, 1]. Ngoài mô hình Estar,
mô hình gốc của mình, tác giả cũng xem xét một khía cạnh khác của mô hình STAR dựa trên
một hàm chuyển đổi chữ U khác được xây dựng từ sự kết hợp của hai hàm logictic. Biến thể của
mô hình logictic STAR (LSTAR) được nghiên cứu bởi Granger và Teräsvirta (1993) và Bec và
GVHD: PGS.TS Nguyễn Thị Ngọc Trang

17


HIỆU ỨNG TRUYỀN DẪN TỶ GIÁ VÀO LẠM PHÁT Ở VIỆT NAM
các cộng sự (2004) và đôi khi được gọi là mô hình LSTAR ba chế độ. Ở đây, gọi là mô hình kép
(hoặc đôi) LSTAR (DLSTAR) để nhấn mạnh sự hiện diện của hai hàm logictic. Hàm chuyển đổi
trong mô hình DLSTAR được cho như sau

Trong đó: (> 0) là những thông số xác định độ trơn của quá trình chuyển đổi trong vùng
dương và âm
c1, c2 (> 0) là thông số vị trí
Ý nghĩa của tất cả các biến và tham số khác vẫn giữ nguyên như trong mô hình ESTAR. Lúc
này, ERPT được tính

Có 2 lý do xem xét yếu tố kỹ thuật thay thế của hàm chuyển đổi. Thứ nhất, như đã chỉ ra bởi
Van Dijk và các cộng sự (2002), hàm chuyển đổi trong mô hình ESTAR tiến tới hằng số khi γ
tiến tới vô cùng. Do đó, mô hình này không lồng vào mô hình TAR với một quá trình chuyển đổi
đột ngột như dự đoán của lý thuyết khi chỉ có hai doanh nghiệp trong nền kinh tế. Ngược lại, mô

hình DLSTAR lồng vào mô hình TAR bằng cách cho γ1, γ2 tiến tới vô cùng. Thứ hai, mô hình có
thể kết hợp cả hiệu chỉnh đối xứng ( và ) và không đối xứng () giữa vùng âm và dương.
Vì vậy, tác giả có thể nghiên cứu các trường hợp ngoài mô hình đơn giản, có thể dự đoán mối
quan hệ đối xứng giữa ERPT và tỷ lệ lạm phát có độ trễ. Trong ước lượng của các mô hình
DLSTAR, tác giả sử dụng thông số điều chỉnh đối xứng và bất đối xứng.
Chú ý rằng tất cả thông số kỹ thuật trong nghiên cứu của tác giả được trình bày như sau:

Mô hình ESTAR:

Mô hình DLSTAR, đối xứng . Mô hình DLSTAR, bất đối xứng . Tác giả sử dụng mô hình
Van Dijk và các cộng sự (2002) và phương pháp nhân tử Lagrange (LM) để thử nghiệm mô hình
tuyến tính chống lại mô hình STAR, dựa trên mô hình nhân tạo có dạng:

GVHD: PGS.TS Nguyễn Thị Ngọc Trang

18


HIỆU ỨNG TRUYỀN DẪN TỶ GIÁ VÀO LẠM PHÁT Ở VIỆT NAM
Để thì và là số dư hồi quy đầy đủ. Sau đó, kiểm định thống kê LM có thể được tính như
với Thống kê LM tuân theo phân phối (chi bình phương ) với bậc tự do 3(2N+1) theo giả
thuyết . Để cải thiện mức giới hạn kích thước mẫu, Teräsvirta (1994) cũng đưa ra một biến thể
của kiểm định LM

Thống kê F tuân theo phân phối F với bậc tự do 3(2N+1) và T-4(2N+1). Ngoài ra, tác giả
cũng sử dụng biến phương sai cho các thử nghiệm LM được đề nghị bởi Granger và Teräsvirta
(1993) và biểu thị các số liệu thống kê này bởi LM *. Trong nghiên cứu Teräsvirta (1994), hồi
quy phụ trợ (3) có thể được tiếp tục sử dụng để chọn thông số kỹ thuật giữa các mô hình STAR
thay thế. Trong phần nội dụng này, kiểm nghiệm F với so với được sử dụng cho mô hình Estar
chống lại một mô hình bất đối xứng DLSTAR (F3). Tương tự, kiểm định F với so với được sử

dụng cho mô hình đối xứng DLSTAR với một mô hình Estar . Cuối cùng, thử nghiệm F cho so
với được sử dụng cho mô hình đối xứng DLSTAR với mô hình bất đối xứng DLSTAR (F13).
2.2.3 Kết Quả Thực Nghiệm
a Dữ liệu và kiểm định tuyến tính.
Dữ liệu được sử dụng trong ước lượng mô hình STAR lấy từ nguồn IFS (Cục thống kê của
Quỹ tiền tệ quốc tế). Biến hồi quy độc lập chính để ước lượng hồi quy ERPT là logarit các thay
đổi của dữ liệu theo tháng của tỉ giá hối đoái và giá nhập khẩu theo đồng ngoại tệ. Chỉ số giá
nhập khẩu Mỹ được tính bằng giá đồng USD mà các nhà nhập khẩu trả,
với IMPt là giá nhập khẩu đã được điểu chỉnh theo mùa bằng phương pháp X-12-ARIMA. Giá
nhập khẩu được tính trên cơ sở giá F.O.B hay C.I.F phụ thuộc vào đặc điểm của mỗi ngành công
nghiệp. Cả hai cách tính đều phải có giả định chi phí giao dịch iceberg không đổi (tương ứng với
giá nhập khẩu tính bằng đồng nội tệ) và đều dùng công thức tính trên.
Vì lạm phát là biến chuyển đổi phụ thuộc nên trong mô hình, chúng tôi sử dụng chỉ số giá sản
xuất thay vì chỉ số giá tiêu dùng bởi vì giá nội địa trong mô hình là giá nhà sản xuất cuối cùng
bán sản phẩm. Lấy logarit chỉ số lạm phát theo tháng được tính bằng
PPIt là chỉ số giá sản xuất của Mỹ đã điều chỉnh theo mùa.

GVHD: PGS.TS Nguyễn Thị Ngọc Trang

19

với


HIỆU ỨNG TRUYỀN DẪN TỶ GIÁ VÀO LẠM PHÁT Ở VIỆT NAM

Hình 3: Lạm phát được tính bằng chỉ số giá sản xuất
Trong hình 3, quan sát giai đoạn từ 1/1975 đến 12/2007, ta thấy thời kì lạm phát cao ở cuối
thập niên 70 và thời kì lạm phát tương đối ổn định vào đầu thập niên 80 cũng như sự trỗi dậy gần
đây khi giá dầu tăng lên.

Qua kiểm định bước đầu kiểm định tuyến tính LM trên các loại mô hình STAR. Chọn N=6,
ta có kết quả khi d chạy từ 1 đến 6 cho tổng bằng 1. Cả 3 kiểm định LM, Fl và LM* đều cho kết
quả khá chắc chắn về mối quan hệ phi tuyến của ERPT và lạm phát trong tất cả các giá trị d.
b Mô hình ESTAR
Các bước kiểm định mô hình ESTAR:
Tìm độ trễ thích hợp cho biến chuyển đổi

. Chọn N=6, cho d chạy từ 1 đến 6, thực hiện hồi

quy phi tuyến phương trình (2) theo phương pháp bình phương nhỏ nhất và chọn giá trị d nào cho
kết quả tổng bình phương phần dư nhỏ nhất. Kết quả chọn d=3.
-

Với N=6, Kết quả ước lượng mô hình ESTAR có được như sau:

GVHD: PGS.TS Nguyễn Thị Ngọc Trang

20


HIỆU ỨNG TRUYỀN DẪN TỶ GIÁ VÀO LẠM PHÁT Ở VIỆT NAM

Với giá trị kiểm định t là các giá trị trong ngoặc nằm dưới các giá trị tham số.
là giá trị cho biết mức độ phù hợp của kiểm định.
Se là sai số chuẩn của mô hình hồi quy.
Obs là số quan sát.
LM(1) và LM(1-12) là giá trị p-values của kiểm định lagrange theo thứ tự từ 1 đến 12.
Dựa trên kết quả kiểm định các tham số, đồ thị hàm ERPT

theo biến biến đổi

được thể hiện trong hình 4 với các điểm tròn là các điểm dữ liệu thực. Đồ thị cho
thấy giá trị ERPT lớn nhất khi giá trị tuyệt đối của biến biến đổi (là giá trị lạm phát trung bình
tính theo độ trễ d) vượt quá 2%. Hình 5 biểu diễn ước lượng liên tục của ERPT biến động theo
thời gian dưới dạng đường trung bình 12 tháng và 2 dải sai số chuẩn. Qua đồ thị, ta dễ dàng nhận
thấy 3 giai đoạn ERPT cực cao. Giai đoạn thứ nhất tương ứng với thời kì khủng hoảng giá dầu
lần 2 vào cuối thập niên 70. Trong suốt thập niên 80 và 90, ERPT tương đối ổn định cho đến đầu
thập niên 90 khi chỉ số giá sản xuất tương đối bất ổn. Suốt thập niên tiếp theo, ERPT cao trở lại
do lạm phát tăng.

GVHD: PGS.TS Nguyễn Thị Ngọc Trang

21


HIỆU ỨNG TRUYỀN DẪN TỶ GIÁ VÀO LẠM PHÁT Ở VIỆT NAM

Hình 4: Mô hình ERPT theo biến biến đổi: mô hình ESTAR

Hình 5: Mô hình ERPT theo thời gian: Mô hình ESTAR
c Mô hình DLSTAR đối xứng
Để chọn tham số trễ cho biến chuyển đổi và độ trễ cho các biến hồi quy độc lập trong mô
hình DLSTAR dạng đối xứng, chúng tôi sử dụng quy trình tương tự như khi ước lượng mô hình
ESTAR. Chúng tôi chọn d = 1 và kết quả ước lượng như sau:

GVHD: PGS.TS Nguyễn Thị Ngọc Trang

22

HIỆU ỨNG TRUYỀN DẪN TỶ GIÁ VÀO LẠM PHÁT Ở VIỆT NAM

Một lần nữa, tham số tỉ lệ được ước lượng dưới dạng một biến biến đổi tiêu chuẩn. Trong
hình 6, hình dạng của ERPT= ) với biến chuyển đổi gần giống với hình dạng của mô hình biến
đổi TAR trường hợp hai giai đoạn ở Hình 1. Ta có thể thấy hình dạng của ERPT có được từ hàm
biến đổi mới được biểu diễn bởi tập hợp các điểm với mật độ dày tại giá trị ERPT nhỏ nhất. Vì
đặc điểm này, quan sát đồ thị chuỗi thời gian của ERPT tính bằng mô hình DLSTAR trong hình
7, ta thấy ERPT thấp hơn và dao động ổn định hơn trong khoảng 0,35 so với trường hợp của mô
hình ESTAR.

GVHD: PGS.TS Nguyễn Thị Ngọc Trang

23


HIỆU ỨNG TRUYỀN DẪN TỶ GIÁ VÀO LẠM PHÁT Ở VIỆT NAM

Hình 6: Mô hình ERPT theo biến biến đổi: Mô hình đối xứng DLSTAR

Hình 7: Mô hình ERPT theo thời gian: Mô hình DLSTAR đối xứng

GVHD: PGS.TS Nguyễn Thị Ngọc Trang

24


HIỆU ỨNG TRUYỀN DẪN TỶ GIÁ VÀO LẠM PHÁT Ở VIỆT NAM
d Mô hình DLSTAR bất đối xứng
Bây giờ chúng ta chuyển sang dự đoán của mô hình DLSTAR bất đối xứng, để kết hợp các
khả năng của sự điều chỉnh bất đối xứng. Để tối thiểu hóa tổng bình phương số dư sản lượng thì

sự lựa chọn là d=1; công thức cuối cùng của mô hình với các ước tính tham số như sau:

Một lần nữa, việc tính toán các tham số điều chỉnh quy mô y1 và y2 được trình bày trong
điều kiện của việc chuyển đổi thông thường.
Hình 8 mô tả công thức

theo biến chuyển đổi cho phép dùng phép

điều chỉnh đối xứng. Về hình dạng của hàm chuyển đổi (transition function), công thức đối xứng
DLSTAR cho kết quả tương tự như các công thức DLSTAR đối xứng.

GVHD: PGS.TS Nguyễn Thị Ngọc Trang

25