Đang tải... (xem toàn văn)
Exchange Rate Pass Through and Monetary Policy in Croatia Andreas Billmeier and Leo Bonato Sự truyền dẫn của tỷ giá và Chính sách tiền tệ ở Croatia I. MỤC TIÊU NGHIÊN CỨU CỦA TÁC GIẢ Andreas Billmeier và Leo Bonato: Croatia có nền kinh tế dollar hóa tuy nhiên mục tiêu tỷ giá hối đoái không là chính sách được lựa chọn tốt nhất. Thông qua các phương pháp luận khác nhau như VAR, cointegration cho thấy rằng dollar hóa bị giới hạn và mục tiêu tỷ giá hối đoái có thể không nhất thiết là chính sách được lựa chọn tốt nhất. Chính sách tiền tệ của Croatia, mục tiêu tỷ giá hối đoái nghiêm ngặt, thành công trong việc giảm lạm phát bằng cách sử dụng tỷ giá hối đoái danh nghĩa. Tuy nhiên, tiến trình hội nhập EU đòi hỏi nước này phải thay đổi chính sách tiền tệ bằng cách nới lỏng kiểm soát tỷ giá hối đoái. Vì vậy, có thể mong đợi chính sách thả nổi tỷ giá tại Croatia. Mục tiêu nghiên cứu của tác giả: bài viết này xem xét mức độ tác động của tỷ giá hối đối lên nền kinh tế ở Croatia: • Kiểm định mối quan hệ giữa ERPT và chỉ số giá sản xuất MPI. • Kiểm định mối quan hệ giữa ERPT và chỉ số giá bán lẻ RPI. • Dollar hóa và sự truyền dẫn là lý do làm biến động tỷ giá hối đoái? Từ đó đưa ra kiến nghị Croatia nên áp dụng chính sách tỷ giá thả nổi hay tỷ giá nghiêm ngặt như hiện nay. II. PHƯƠNG PHÁP NGHIÊN CỨU 1. Phạm vi nghiên cứu: Bài nghiên cứu sử dụng số liệu tại Croatia từ năm 1994 đến 2001. 2. Phương pháp nghiên cứu: Bài nghiên cứu sử dụng 2 mô hình: • Mô hình hồi quy VAR với 6 biến được sắp xếp theo một trật tự cố định: {DHWWAHPOGAPDKDAVDMPIDRPIDM4} Trong đó: Xt: là ma trận chứa các biến quan tâm như lạm phát, độ chênh sản lượng, biến động tỷ giá... A0: mô tả mối quan hệ tồn tại giữa các biến. A(L): ma trận trật tự của 6 biến trên et: là phần đuôi của VAR với B là ma trận chứa các yếu tố gây sốc ảnh hưởng đến các biến khác; là các nhiễu. Theo mô hình của McCarthy (2000) tác giả đưa ra một trật tự đệ quy với biến đầu tiên là cú sốc về phía cung DHWWA của chỉ số hàng hóa thế giới và cú sốc về phía cầu HPOGAP đo lường độ chênh của sản lượng đầu ra là các biến ngoại sinh gây ra cú sốc về tỷ giá DKDAV trong khoảng thời gian t. Cú sốc về tỷ giá này sẽ gây ra lạm phát trong nước đầu tiên là chỉ số giá nguyên sản xuất DMPI và kế tiếp là chỉ số giá bán lẻ DRPI. Sau cùng là cung tiền DM4 của ngân hàng trung ương Croatia. Trong mô hình này tác giả đã không đưa biến số giá nhập khẩu vào do thiếu dữ liệu thống kê. • Mô hình VAR hiệu chỉnh sai số vecto (VECM): Tác giả đã sử dụng mô hình VAR hiệu chỉnh sai số vecto cho chuỗi thời gian không dừng với 3 biến số là tỷ giá DKDAV, chỉ số giá sản xuất DMPI và chỉ số giá bán lẻ DRPI 3. Nguồn dữ liệu: Chuỗi thời gian hàng tháng chủ yếu lấy từ cơ sở dữ liệu IFS của IMF hoặc được cung cấp bởi CNB . Mặc dù những việc quan sát nhìn chung bắt đầu vào tháng 11992, mẫu bị hạn chế bắt đầu tháng 11994, cho rằng việc ổn định chỉ đạt được vào cuối năm 1993. Các quan sát đối với M4 bắt đầu vào tháng 6 năm 1994. Thời gian ước lượng bị giới hạn bới tính sẳn có của chỉ số giá nguyên liệu thô, mà nó kết thúc vào tháng 12001. Trong phần này trước tiên chúng ta sẽ làm nổi bật lên những yếu tố liên quan đến sự trung chuyển tỷ giá ở Croatia. Sau đó chúng ta chuyển sang những vấn đề có tính chất ổn định. Hầu hết những chuỗi thời gian cơ bản được dùng dường như là không ổn định. 4. Mô tả dữ liệu: Trong hình 3 và A1, chúng tôi trình bài bằng chứng sơ bộ giả định đệ quy của chúng tôi. Trong hình 1 hiển thị chuỗi thời gian (bằng cấp log) đối với tỷ gía hối đối trung bình hàng tháng giữa đồng Croatia với Mác Đức(HRKDEM) và tỷ giá hiệu quả danh nghĩa (NEER được tính toán bởi IMF), cùng với 2 loại giá chỉ số giá sản xuất (MPI) và chỉ số giá bán lẻ (RPI), tất cả đều được điều chỉnh theo loại và ở dạng trung bình . Viêc kiểm tra bằng mắt cho chúng ta thấy rằng RPI hầu như khó đáp ứng lại sự biến động trong tỷ giá. Trong thực tế hàng loạt hình như theo hướng ổn định. Chỉ số MPI phản ánh lĩnh vực công nghiệp và do đó phản ứng ngược dòng dường như theo tỷ giá hối đoái, mặc dù rất chậm. Sự gia tăng đáng kể trong tỷ giá trong suốt thời gian 6 tháng cuối năm 1995 dường như được phản ánh bằng giá sản xuất khoảng một năm sau đó. Sự giảm giá liên tục của tiền Kuna đã bắt đầu vào đầu năm 1998 dẫn đến một sự gia tăng mức giá. Một lần nữa khoảng 12 đến 15 tháng sau đó. Đánh giá sơ bộ này được xác nhận bởi hình A1 trong phụ lục, mà ở đó đã trình bài sự tương quan chéo giữa việc thay đổi trong tỷ giá và những thay đổi tiếp theo trong chỉ số giá.
1 Exchange Rate Pass- Through and Monetary Policy in Croatia Andreas Billmeier and Leo Bonato Sự truyền dẫn của tỷ giá và Chính sách tiền tệ ở Croatia I. MỤC TIÊU NGHIÊN CỨU CỦA TÁC GIẢ Andreas Billmeier và Leo Bonato: Croatia có nền kinh tế dollar hóa tuy nhiên mục tiêu tỷ giá hối đoái không là chính sách được lựa chọn tốt nhất. Thông qua các phương pháp luận khác nhau như VAR, cointegration cho thấy rằng dollar hóa bị giới hạn và mục tiêu tỷ giá hối đoái có thể không nhất thiết là chính sách được lựa chọn tốt nhất. Chính sách tiền tệ của Croatia, mục tiêu tỷ giá hối đoái nghiêm ngặt, thành công trong việc giảm lạm phát bằng cách sử dụng tỷ giá hối đoái danh nghĩa. Tuy nhiên, tiến trình hội nhập EU đòi hỏi nước này phải thay đổi chính sách tiền tệ bằng cách nới lỏng kiểm soát tỷ giá hối đoái. Vì vậy, có thể mong đợi chính sách thả nổi tỷ giá tại Croatia. Mục tiêu nghiên cứu của tác giả: bài viết này xem xét mức độ tác động của tỷ giá hối đối lên nền kinh tế ở Croatia: • Kiểm định mối quan hệ giữa ERPT và chỉ số giá sản xuất MPI. • Kiểm định mối quan hệ giữa ERPT và chỉ số giá bán lẻ RPI. • Dollar hóa và sự truyền dẫn là lý do làm biến động tỷ giá hối đoái? Từ đó đưa ra kiến nghị Croatia nên áp dụng chính sách tỷ giá thả nổi hay tỷ giá nghiêm ngặt như hiện nay. II. PHƯƠNG PHÁP NGHIÊN CỨU 1. Phạm vi nghiên cứu: Bài nghiên cứu sử dụng số liệu tại Croatia từ năm 1994 đến 2001. 2. Phương pháp nghiên cứu: Bài nghiên cứu sử dụng 2 mô hình: • Mô hình hồi quy VAR với 6 biến được sắp xếp theo một trật tự cố định: {DHWWAHPOGAPDKDAVDMPIDRPIDM4} 2 Trong đó: X t : là ma trận chứa các biến quan tâm như lạm phát, độ chênh sản lượng, biến động tỷ giá A 0 : mô tả mối quan hệ tồn tại giữa các biến. A(L): ma trận trật tự của 6 biến trên e t : là phần đuôi của VAR với B là ma trận chứa các yếu tố gây sốc ảnh hưởng đến các biến khác; là các nhiễu. Theo mô hình của McCarthy (2000) tác giả đưa ra một trật tự đệ quy với biến đầu tiên là cú sốc về phía cung DHWWA của chỉ số hàng hóa thế giới và cú sốc về phía cầu HPOGAP đo lường độ chênh của sản lượng đầu ra là các biến ngoại sinh gây ra cú sốc về tỷ giá DKDAV trong khoảng thời gian t. Cú sốc về tỷ giá này sẽ gây ra lạm phát trong nước đầu tiên là chỉ số giá nguyên sản xuất DMPI và kế tiếp là chỉ số giá bán lẻ DRPI. Sau cùng là cung tiền DM4 của ngân hàng trung ương Croatia. Trong mô hình này tác giả đã không đưa biến số giá nhập khẩu vào do thiếu dữ liệu thống kê. • Mô hình VAR hiệu chỉnh sai số vecto (VECM): Tác giả đã sử dụng mô hình VAR hiệu chỉnh sai số vecto cho chuỗi thời gian không dừng với 3 biến số là tỷ giá DKDAV, chỉ số giá sản xuất DMPI và chỉ số giá bán lẻ DRPI 3. Nguồn dữ liệu: Chuỗi thời gian hàng tháng chủ yếu lấy từ cơ sở dữ liệu IFS của IMF hoặc được cung cấp bởi CNB 1 . Mặc dù những việc quan sát nhìn chung bắt đầu vào tháng 1-1992, mẫu bị hạn chế bắt đầu tháng 1-1994, cho rằng việc ổn định chỉ đạt được vào cuối năm 1993. Các quan sát đối với M4 bắt đầu vào tháng 6 năm 1994. Thời gian ước lượng bị giới hạn bới tính sẳn có của chỉ số giá nguyên liệu thô, mà nó kết thúc vào tháng 1-2001. Trong phần này trước tiên chúng ta sẽ làm nổi bật lên những yếu tố liên quan đến sự trung chuyển tỷ giá ở Croatia. Sau đó chúng ta chuyển sang những vấn đề có tính chất ổn định. Hầu hết những chuỗi thời gian cơ bản được dùng dường như là không ổn định. 4. Mô tả dữ liệu: 1 Đối với một mô tả của các nguồn dữ liệu, xem phần C trong phụ lục. 3 Trong hình 3 và A1, chúng tôi trình bài bằng chứng sơ bộ giả định đệ quy của chúng tôi. Trong hình 1 hiển thị chuỗi thời gian (bằng cấp log) đối với tỷ gía hối đối trung bình hàng tháng giữa đồng Croatia với Mác Đức(HRK/DEM) và tỷ giá hiệu quả danh nghĩa (NEER được tính toán bởi IMF), cùng với 2 loại giá chỉ số giá sản xuất (MPI) và chỉ số giá bán lẻ (RPI), tất cả đều được điều chỉnh theo loại và ở dạng trung bình 2 . Viêc kiểm tra bằng mắt cho chúng ta thấy rằng RPI hầu như khó đáp ứng lại sự biến động trong tỷ giá. Trong thực tế hàng loạt hình như theo hướng ổn định. Chỉ số MPI phản ánh lĩnh vực công nghiệp và do đó phản ứng ngược dòng dường như theo tỷ giá hối đoái, mặc dù rất chậm. Sự gia tăng đáng kể trong tỷ giá trong suốt thời gian 6 tháng cuối năm 1995 dường như được phản ánh bằng giá sản xuất khoảng một năm sau đó. Sự giảm giá liên tục của tiền Kuna đã bắt đầu vào đầu năm 1998 dẫn đến một sự gia tăng mức giá. Một lần nữa khoảng 12 đến 15 tháng sau đó. Đánh giá sơ bộ này được xác nhận bởi hình A1 trong phụ lục, mà ở đó đã trình bài sự tương quan chéo giữa việc thay đổi trong tỷ giá và những thay đổi tiếp theo trong chỉ số giá. Hình A1 cho thấy rằng mối tương quan giữa sự thay đổi trong tỷ giá và sự thay đổi trong MPI (bảng thấp hơn) là tích cực từ tháng thứ 9 cho đến tháng thứ 26 (bị giảm) với đỉnh điểm giữa tháng 13 và 16, tức là khoảng một năm. Hệ số tương quan cao điểm không thực sự cao (0.22), tuy nhiên quan trọng không đáng kể 3 . Điều này có thể là do thực tế là MPI chứa các ít các khoản mục hơn vào việc thay đổi giá hơn là cái khác,nhiều hơn chỉ số giá ngược dòng. Ở Croatia không có sự giảm giá bất ngờ xảy ra, do đó ghi sự thay đổi giá đối với sự biến động giá cụ thể thì khó khăn hơn nhiều. Sự áp dụng mối tương quan chéo đối với RPI khẳng định hình ảnh ấn tượng được chuyển tải bằng hình 3: Giá bán lẻ thì khó bị ảnh hưởng bởi sự biến động tỷ giá, mối tương quan thường thay đổi dấu hiệu, và khó cao hơn 0.1 (trong điều kiện tuyệt đối). 2 Lưu ý rằng NEER và HRK / DEM tỷ giá hối đoái hoạt động trong một thời trangtương tự. Điều này có thể là do thực tế là các đối tác thương mại lớn của Crô-a-ti-a là chủ yếu Euro / cựu ERM quốc gia (Đức và Ý chiếm khoảng 20% xuất khẩu và nhập khẩu mỗi). các đối tác thương mại lớn của Crô-a-ti-a là nước chủ yếu là Euro / cựu ERM (Đứcvà Ý kế toán khoảng 20% xuất khẩu và nhập khẩu mỗi), NEER và HRK / DEM cư xử chứ không phải tương tự như. Hơn nữa, "đô la hóa" tại Croatia là DEM dựa trên, do đó chúng tôi tập trung vào những gì sau tỷ giá hối đoái đối với nhãn hiệudeutsche. 3 đường ngang cho thấy hai độ lệch chuẩn. 4 III. CÁC NGHIÊN CỨU TRƯỚC ĐÂY ( literature review) : Theo Campa và Goldberg (2004): “Exchange Rate Pass-Through into Import Prices” Đánh giá mức độ truyền dẫn tỷ giá vào giá nhập khẩu của 23 nước OECD. Các nước có tỷ giá hối đoái và lạm phát biến động ít hơn có thể sẽ có tỷ lệ truyền dẫn tỷ giá hối đoái vào giá nhập khẩu thấp hơn. Điều quan trọng cho sự thay đổi truyền dẫn là một thay đổi đáng kể trong thành phần của cơ cấu hàng nhập khẩu quốc gia. Theo Hahn (2003): “Pass-Through of External Shocks To Euro Area Inflation” . Ông cho rằng việc truyền dẫn là lớn nhất và nhanh nhất đối với cú shock bên ngoài đó là cú shock giá nhập khẩu mặt hàng không phải dầu mỏ, tiếp đến là cú shock về thay đổi tỷ giá, và cuối cùng là cú shock về giá dầu. Cú sốc bên ngoài đóng góp phần lớn cho lạm phát ở khu vực đồng Euro kể từ khi Liên minh tiền tệ châu Âu được thành lập Theo Ihrig và cộng sự (2006): “Exchange Rate Pass-Through in the G-7 countries” 5 Có sự sụt giảm giá nhập khẩu và biến động giá tiêu dùng gần như tất cả các nước G7. Khoảng một nửa các quốc gia này có sự biến động sụt giảm đáng kể. Biến động tỷ giá hối đoái cho cả hai giá tiêu dùng và nhập khẩu đã giảm trong cùng một khoảng thời gian. Phần lớn biến động giá tiêu dùng được giải thích bởi sự suy giảm trong biến động tỷ giá hối đoái. Những nước mà sự suy giảm trong giá cả nhập khẩu và biến động giá tiêu dùng cũng tương đối lớn, cho thấy giảm biến động giá nhập khẩu có thể giải thích sự thay đổi trong biến động giá tiêu dùng. Theo McCarthy (2000): “Pass-Through of Exchange Rates and Import Prices to Domestic Inflation in Some Industrialized Economies” . Bài báo này nghiên cứu tác động của tỷ giá và giá nhập khẩu vào nội địa PPI (PPI:This is the quarterly average of the monthly finished goods index of the US PPI(1982=100), seasonally adjusted.), và CPI trong các nền kinh tế công nghiệp được lựa chọn. TGHĐ có ảnh hưởng không đáng kể đến lạm phát giá cả trong nước trong khi giá nhập khẩu có tác động mạnh mẽ hơn. Các pass-through là hơi mạnh hơn ở những nước có nhập khẩu lớn và phụ thuộc nhiều vào tỷ giá và giá nhập khẩu. Theo Choudri và Hakura (2006): “Exchange Rate Pass-Through to Domestic Prices: Does the Inflationary Environment Matter?” Sử dụng số liệu của 71 nước phát triển và mới nổi trong giai đoạn 1979 – 2000 để kiểm chứng mức độ của sự phá giá lên lạm phát. Mức độ truyền dẫn mạnh hay yếu phụ thuộc vào mức độ lạm phát ban đầu của nước phá giá. Sự truyền dẫn yếu đối với nước có mức lạm phát ban đầu thấp và cao đối với nước có mức lạm phát ban đầu cao. Theo Dubravko Mihaljek and Marc Klau: “A Note on the Pass-Through from Exchange Rate and Foreign Price Changes to Inflation in Selected Emerging Market Economies”: Bài nghiên cứu này trình bày các ước tính của truyền dẫn khi tỷ giá hối đoái thay đổi và giá nhập khẩu thay đổi (được đo bằng ngoại tệ) đến lạm phát trong nước. Mẫu là một nhóm gồm 13 nền kinh tế mới nổi (Nam Phi, Brazil, Chile, Mexico, Peru, Cộng hòa Czech, Hungary, 6 Phần Lan, Thổ Nhĩ Kỳ, Hàn Quốc, Malaysia, Philippines và Thaí Lan), trong giai đoạn từ thập niên 1980 đến năm 1990. Bài nghiên cứu tìm ra những phần chính sau: • Thay đổi trong tỷ giá thì ảnh hưởng mạnh hơn và đồng thời cũng có mối tương quan với lạm phát hơn là những thay đổi về giá nhập khẩu. Ngoài ra còn có một số bằng chứng về thống kê cho thấy khi tỷ giá thay đổi tác động lên lạm phát và khi giá nhập khẩu thay đổi cũng tác động lên lạm phát ở một vài nước. • Kết quả chỉ ra rằng hiệu ứng truyền dẫn được ước tính bằng giá nhập khẩu tính bằng nội tệ do đó có thể nó không được thích hợp. Thay vào đó, có vẻ như cần thiết phải phân tích riêng biệt hai hiệu ứng truyền dẫn này. • Các hiệu ứng truyền dẫn từ thay đổi tỷ giá vào lạm phát thì thông thường là mạnh hơn truyền dẫn từ giá nhập khẩu. Nhưng có một sự suy giảm đáng kể từ giữa những năm 1990, có lẽ là do kết quả của những điều kiện kinh tế vĩ mô ổn định và cải cách cơ cấu được thực hiện ở các nền kinh tế mới nổi. Theo Jeffrey Frankel, David Parsley, and Shang-Jin Wei: Slow Pass-Through Around the World: A New Import for Developing Countries Sử dụng dữ liệu là giá tám mặt hàng có thương hiệu, của 76 quốc. Những yếu tố quyết định quan trọng của hệ số truyền dẫn bao gồm thu nhập bình quân đầu người, khoảng cách giữa hai nước, thuế, quy mô quốc gia, tiền lương, lạm phát dài hạn, và biến đổi tỷ giá trong dài hạn. Qua nghiên cứu mẫu này ông rút ra được: • Truyền dẫn của thay đổi tỷ giá là lớn nhất trong việc xác định giá hàng hoá nhập khẩu tại bến tàu, mà giá này thì nhỏ hơn giá của hàng hoá cùng loại ở cấp độ bán lẻ, thấp hơn giá các sản phẩm thay thế của nội địa, và vẫn thấp hơn chỉ số CPI. • Tuy nhiên, ngay cả đối với giá nhập khẩu tại bến tàu (và thậm chí cả ở các nước đang phát triển), truyền dẫn không hoàn toàn và tức thời. • Chi phí vận chuyển (như khoảng cách chẳng hạn) là một rào cản quan trọng làm cho truyền dẫn chậm ở tất cả bốn giai đoạn - cầu cảng nhập khẩu, bán lẻ, giá của đối thủ cạnh tranh,và CPI. • Thuế quan cũng là một rào cản quan trọng. 7 • Có ít bằng chứng hiệu lực về quy mô- trong một quốc gia nhỏ có passthrough là cao hơn hoặc nhanh hơn. • Thu nhập bình quân đầu người có lẽ là yếu tố thứ hai quyết định mạnh mẽ của các passthrough (sau khoảng cách). Nó thường không mất giá trị khi điều chỉnh về tiền lương (nhưng đôi khi nó mất đi một số khả năng giải thích khi điều kiện lạm phát trong dài hạn). • Hệ số pass-through cao hơn đáng kể trong một môi trường lạm phát cao. Thường thì chúng cũng bị ảnh hưởng bởi một môi trường có tỷ giá thay đổi tạm thời. • Một yếu tố trong việc giải thích một phần của sự suy giảm trong truyền dẫn ở thập niên 1990 là do một suy giảm trong môi trường lạm phát. Theo Dornbusch (1987): “Exchange Rates and Prices” Sự thay đổi của tỷ giá ảnh hưởng đến giá cả hàng hóa. Nghiên cứu xem những lĩnh vực bị ảnh hưởng nhiều và những lĩnh vực bị ảnh hưởng ít khi tỷ giá thay đổi. Sự thay đổi của tỷ giá làm cho các ngành công nghiệp bị ảnh hưởng mạnh. Dự đoán về sự di chuyển quốc tế của các công ty và sự mất cân bằng tỷ giá hối đoái trong tương lai. Theo Burstein và cộng sự (2003): “Distribution Costs And Real Exchange Rate Dynamics During Exchange-Rate-Based-Stabilizations” Nghiên cứu vai trò của các lĩnh vực phân phối trong việc hình thành hành vi của tỷ giá hối đoái thực trong quá trình thay đổi tỷ giá. Chi phí phân phối là một trong những lý do tại sao PPP thất bại vì chi phí phân phối thường không được coi là yếu tố quyết định quan trọng của RER. Theo Burstein và cộng sự (2005): “ Large Devaluations and the Real Exchange Rate” Nguyên nhân chính đằng sau sự sụp đổ lớn trong tỷ giá hối đoái thực xảy ra sau khi phá giá lớn là sự điều chỉnh giảm trong giá hàng hóa chỉ sản xuất và tiêu dùng trong nước chứ không phải là sự thất bại của tương quan PPP đối với hàng hoá xuất khẩu. 8 Việc sử dụng giá bán lẻ hàng hoá xuất khẩu dẫn đến sự phóng đại các phần nhỏ của sự suy giảm trong RER mà điều này là do sự thay đổi trong giá cả hàng hoá mậu dịch qua các nước. Theo Taylor (2000): “Low Inflation, Pass-Through, and the Pricing Power of Firms” Ông đã tiến hành quan sát các quốc gia có lạm phát thấp trong nhiều năm và nhận ra rằng: Nếu giá được định giá thấp và duy trì ở mức thấp trong thời gian dài kết quả là “pass through” sẽ thấp hơn và điều này sẽ làm giảm đi quyền định giá của công ty. Phá giá đồng tiền không phải lúc nào cũng gây ra lạm phát. Những nước có tỷ lệ lạm phát thấp sẽ ít bị lạm phát sau khi phá giá. Với lạm phát ổn định ở mức thấp, khi doanh nghiệp định giá sản phẩm trước một thời hạn nào đó sẽ định giá theo kỳ vọng là giá sẽ không biến đổi nhiều. Trong môi trường lạm phát cao thì sự chuyển dịch này sẽ từ thấp thành cao vì doanh nghiệp biết rằng lạm phát sẽ lên cao, do đó cũng sẽ định giá trước cho sản phẩm cao theo. Nghiên cứu của Goldberg and Knetter (1997) nghiên cứu lý thuyết trung chuyển đến giá cả nhập khẩu.Trong bối cảnh này đã xuất hiện một câu hỏi lớn tại sao lý thuyết truyền dẫn có thể không hoàn toàn hoàn hảo. Nghiên cứu của Menon (1995) đã giải thích câu hỏi này. Nghiên cứu Dornbush (1987) và Krugman (1987) chỉ ra rằng sự chuyển biến của giá cả theo sự thay đổi của tỷ giá hối đoái không tương đương nhau, điều này được giải thích bởi sự cạnh tranh không hoàn hảo hay là nhà xuất khẩu tăng giá so với giá hiện tại trên thị trường. Nhà xuất khẩu đưa thêm chi phí khả biến vào giá bán hàng hóa để duy trì thị phần ổn định tại thị trường trong nước. Chiến lược này là yếu tố chính làm cho sự chênh lệch về tỷ giá giữa nước xuất khẩu và nhập khẩu bằng 0. Gosh and Wolf (2001) sự chênh lệch về tỷ giá giữa nước xuất khẩu và nhập khẩu trong ngắn hạn không hoàn hảo là do chi phí sản xuất hàng hóa của nhà xuất khẩu gây ra. Borensztein và De Gregorio (1999) nghiên cứu khủng hoảng tiền tệ, Goldfajn và Werlang (2000) chỉ ra rằng yếu tố quyết định chính đến chênh lệch về tỷ giá giữa nước xuất khẩu và nhập khẩu là chu kỳ nền kinh tế, sự đánh giá quá cao hay quá thấp , tỷ lệ lạm phát và mức độ mở cửa của nền kinh tế. Và họ cũng chứng minh rằng chênh lệch tỷ giá giữa nước xuất khẩu và nhập khẩu suy yếu sau 12 tháng. 9 Clark (1999) kiểm tra thấy rằng phản ánh của tỷ giá vào giá cả sẽ khác nhau ở các giai đoạn sản xuất khác nhau trong những bối cảnh khác nhau, cụ thể phản ánh vào chính sách tiền tệ trong nước. Ross(1998) sử dụng phương pháp đệ quy của kinh tế cho thây sự ảnh hưởng của tỷ giá đối với Slovenia. Kuijs (2001) phân tích sự thay đổi chính sách tiền tệ ở Slovakia bằng cấu trúc hội nhập VAR. Một số nghiên cứu đã giải thích mối quan hệ nhân quả này đặc biệt là trong nền kinh tế Úc : giá cả trong nước của một hàng hóa cụ thể có thể đưa ra những phản hồi giá trị đối với mức giá cả thế giới, với giả định là một nền kinh tế nhỏ mở . Điều này đúng đối với một số mặt hàng ở Úc. Kim (1998) giới thiệu bằng chứng ở mỹ chứng minh mối quan hệ giữa tỷ giá hối đoái và giá cả trong khuôn khổ VAR hội nhập. Ông ta tìm ra rằng tỷ lệ chênh lệch tỷ giá giữa nước xuất và nhập dài hạn có hệ số khoảng 0.24 nhưng không giả thích vấn đề điều chỉnh trong ngắn hạn. Murgasova (1996) sử dụng phương pháp Johansen Maximum Likelihood (ML) để phân tích ảnh hưởng của sự giảm giá đồng peseta của Spanish trong suốt cuộc khủng hoảng ERM 1992- 1993. Cô chứng minh rằng giá cả nhập khẩu thay đổi cùng tỷ lệ với sự thay đổi giữa tỷ giá nước xuất khẩu và nhập khẩu trong khi đó CPI chỉ thay đổi khoảng 10% tỷ lệ này. Dellmo (1996) tập trung mối liên hệ giữa đo lường mức giá cả ở Swedish trong khuôn khổ I(1), liên quan đến những yếu tố giới hạn trạng thái được kỳ vọng, chẳng hạn sự thay đổi lợi nhậu biên và năng suất. Juselius (1999) nghiên cứu mức giá hôi tụ đầy đủ trong khuôn khổ I(2) Ihrig, Marazzi, and Rothenberg (2006), Bailliu and Fujii (2004), and Sekine (2006) chứng minh rằng việc chuyển qua từ việc thay đổi tỷ giá hối đoái đến giá tiêu dùng thực sự thấp hơn qua 2 thập kỷ đối với một nhóm nước lớn mà đã theo đuổi chính sách tiền tệ ổn định. Goldfajn và werlang(2000) phát hiện rằng sự trung chuyển có liên quan đến chu kỳ kinh tế,độ lớn của việc điều chính sai tỷ giá thực ban đầu,tỷ lệ lạm phát ban đầu,mức độ cởi mở của nền kinh tế, và họ cũng nhận thấy rằng hệ số trung chuyển gia tăng cùng với thời gian theo sự mất giá và đạt đỉnh cao sau 12 tháng. Berstein, Eichenbaum và Rebelo(2000) nghiên cứu cách ứng phó với lạm phát sau sự phá gía mạnh ở chính quốc gia: Filand, swenden, Mexico, korea, thailand, Malaysia, The philippines, Indonesia và Brazil thấy rằng một sự trung chuyển thấp từ tỷ giá hối đoái đến giá tiêu dùng 10 Bhundia(2002) thấy rằng,trong trường hợp của Nam phi Sự trung chuyển trung binh thì thấp, Nhiều nhà nghiên cứu cũng phân tích tác động của tỉ giá đến giá xuất khẩu (ví dụ, Klitgaard T. (1999); Dwyer J.,Kent C., Pease A. (1993)). Có một số nghiên cứu sự trung chuyển tỷ giá hối đoái đến giá sản xuất và giá tiêu dùng (ví dụ,Woo,Wing T. 1984; Feinberg,Robert M. (1986, 1989); Parsley D.,Popper H. (1998); McCarthy J. (2000)). Một bộ phận nghiên cứu chủ yếu tập trung vào thị trường Mỹ (Menon J. (1995)). Ngoài ra, còn có nhiều nghiên cứu ERPT tại các thị trường châu Âu (ví dụ, Hufner F., Schroder M. (2002); Fouquin M. et al (2001)). Một số nghiên cứu tập trung vào nước Úc (ví dụ, Menon (1996); Dwyer, Kent&Pease (1993). Các nước còn lại ít được chú ý hơn, chỉ có một số nghiên cứu cá biệt như: Adolfson M. (1997) – Thụy Điển; Corsetti G., Dedola L. (2001) – Ý;Dunn (1970) – Canada; Lee (1997) – Hàn Quốc; IV. NỘI DUNG VÀ KẾT QUẢ NGHIÊN CỨU: 1. Mô hình 1: mô hình VAR đệ quy với 6 biến được sắp xếp theo một trật tự cố định và với giả định là các chuỗi thời gian có tính dừng: 1.1 Thuyết nhân quả của Granger - Granger causality: Phân tích thuyết nhân quả (xem bảng B2 trong phụ lục) tiết lộ 4 cơ sở lập luận thực nghiệm: thứ nhất, giả thuyết H 0 về việc không có mối quan hệ nhân quả giữa sự thay đổi chính sách tiền tệ (DM4) với chênh lệch sản lượng bị bác bỏ. Thứ hai, sự thay đổi trong chỉ số giá bán lẻ (DRPI) giúp giải thích chênh lệch sản lượng. Thứ ba, có lẽ gây bất ngờ hơn, giả thiết là chênh lệch sản lượng không ảnh hưởng đến chỉ số giá nguyên vật liệu được tính toán bởi HWWA bị bác bỏ một cách mạnh mẽ. Và cuối cùng, chỉ số nguyên vật liệu dường như “mở đường” cho chỉ số giá sản xuất. Trật tự được thiết lập ban đầu (DHWWA HPOGAP DKDAV DMPI DRPI DM4) không bị bác bỏ. Duy chỉ có 1 giả thiết cho rằng DKDAV là nguyên nhân dẫn đến DM4 bị bác bỏ với mức 5%. Thử nghiệm với những trật tự khác (nhóm DM4 trước hoặc sau HPOGAP) về cơ bản không có sự thay đổi kết quả. Chú ý rằng sự thay đổi trong tỷ giá dẫn đến lạm phát giá sản xuất chỉ đáng kể tại 3 bậc và không ảnh hưởng đến chỉ số giá bán lẻ. 1.2 Tính dừng: Chuỗi thời gian được giả định là dừng. Trong table B2 minh họa điều này. Hai dạng test được sử dụng đó là Dickey-Fuller (ADF) và Phillips-Perron (PP). Hai bài test này được thực hiện từ [...]... dẫn của tỷ giá ở Croatia Ở Croatia một nền kinh tế nhỏ và mở cửa thì tỷ giá hối đoái là một công cụ quan trọng đối với các nhà chính sách Bài nghiên cứu đã sử dụng hai phương pháp khác nhau : hệ thống VAR hồi quy và hệ thống VAR hiệu chỉnh sai số để chứng minh sự truyền dẫn của tỷ giá đến lạm phát ở Croatia Với phương pháp VAR hồi quy tác giả đã chứng minh cú sốc của tỷ giá ảnh hưởng đến chỉ số giá. .. trung vào dài hạn cho thấy kết quả rõ rang hơn .Sự truyền dẫn của tỷ giá đến chỉ số giá trung bình không thể đo lường được, nhưng hệ số truyền dẫn đối với chỉ số giá bán lẻ ở mức 0.3 Kết quả này khá khác biệt bởi vì cấu trúc hồi quy định nghĩa tác động truyền dẫn như là một chuỗi quan hệ nhân quả của tỷ giá hối đoái, trong khi mô hình VAR hiệu chỉnh sai số xem tác động truyền dẫn là một kết quả của mô... động của VAR Việc phân rã các thành phần khác nhau qua 10 kỳ thay đổi giữa tỷ giá và chỉ số giá được trình bày trong bảng số liệu A4 – A6 Nói chung, hầu hết sự khác nhau của tất cả 3 biến được giải thích bởi tất cả sự hiểu biết về vấn đề mới mẻ này Việc so sánh 2 chỉ số giá, mà ở đây là sự thay đổi trong MPI có thể phạm vi ở đây là sự thay đổi trong giá nguyên vật liệu và tỷ giá Thật thú vị, có một sự. .. sót của bất kỳ biến riêng lẻ nào hoặc sự kết hợp của các biến trong hệ thống sẽ đưa đến kết quả là sự loại bỏ tại mức 1% của vectơ β bị hạn chế tương ứng 10 Hệ số so sánh của Slovakia là 0.2 được tìm thấy bởi Kuijs (2001) 19 phần) nội sinh trong chính sách tiền tệ của Croatia, tức là, một phần của dòng (thả nổi hay quản lý) V Ý KIẾN CỦA NHÓM: Bài nghiên cứu của tác giả tập trung nghiên cứu sự truyền dẫn. .. tác động truyền dẫn là một kết quả của mô hình vĩ mô Bài nghiên cứu cho thấy sự quản lý và kiểm soát giá cả là nguyên nhân làm giá cả tiêu dùng trong quá khứ phản ứng chậm chạp đối với sự thay đổi của tỷ giá Tuy nhiên khi giá cả tăng lên thì hệ số truyền dẫn tăng lên điều này minh chứng cho tác động truyền dẫn của tỷ giá vào giá cả Hướng nghiên cứu tiếp theo Bài nghiên cứu lấy mẫu nghiên cứu trong khoảng... hưởng đến chỉ số giá sản xuất và chỉ số giá bán lẻ Mặc dù sự thay đổi của tỷ giá ảnh hưởng đến chỉ số giá trung bình và chỉ số giá hàng hóa nhưng đối với chỉ số giá bán lẻ hầu như không có tác động nào Mặc dù chỉ số giá nhập khẩu không được đề cập đến nhưng mô hình VAR hồi quy đã phần nào đưa ra những dự báo chính xác ở Crotia, bằng chứng này phù hợp với kết quả nghiên cứu của McCarthy (2000) tại những... được đề cập, bởi vì không có thị trường tiền tệ hoàn hảo ở Croatia, nghĩa là, tỉ lệ lãi suất không phản ánh hành vi thị trường 12 Biến tăng trưởng dự trữ tiền tệ được thể hiện trong bài một cách phi tiêu chuẩn, do cấu trúc cung tiền của Croatian do đô la hóa Mác Đức cao Dự trữ tiền được định nghĩa ở mức M4 do đó phản ánh hành vi của ngân hàng trung ương (M0/M1) cũng như là những quyết định của khu vực... đo lường về giá nhập khẩu do thiếu những dữ liệu và chúng tôi không mô hình hóa một cách rõ ràng hành vi của ngân hàng trung ương Biết rằng Croatia là nền kinh tế nhỏ mở và không tác động lên giá cả thị trường thế giới, chúng ta mong đợi tác động truyền dẫn lên giá nhập khẩu McCarthy đã thêm 2 biến khác, cụ thể là tỉ lệ lãi suất và tăng trưởng dự trữ tiền tệ để phản ánh hành vi cầu về tiền Trong nghiên... khác, chỉ số giá sản xuất có một hệ số dài khoảng 0,4, cho thấy 40% sự thay đổi MPI ảnh hưởng vào RPI Hệ số điều chỉnh đáng kể cho RPI có dấu hiệu chính xác và cho thấy sự điều chỉnh sai số đáng kể Lưu ý tuy nhiên tỷ giá hối đoái cũng điều chỉnh đáng kể những sự mất cân bằng Điều này là phù hợp với quan điểm nêu trên là tỷ giá hối đoái (một 8 Trong ma trận đồng, giá trị riêng mà "gần" với sự thống nhất... Thật thú vị, có một sự ảnh hưởng khác nhau cùng lúc lên MPI Trong trường họp của chỉ số đồng biến RPI, điều quan trọng là những sự cách tân khác nhau thì không đáng kể Những sự xác nhận ấn tượng là chỉ số giá trung gian ảnh hưởng bởi sự thay đổi trong tỷ giá trong khi khuynh hướng của người tiêu dùng là chỉ số giá bán lẻ không bị tác động bởi yếu tố bên ngoài Những thành phần dẫn đến kết quả được trình . (1999) nghiên cứu mức giá hôi tụ đầy đủ trong khuôn khổ I(2) Ihrig, Marazzi, and Rothenberg (2006), Bailliu and Fujii (2004), and Sekine (2006) chứng minh rằng việc chuyển qua từ việc thay đổi tỷ