BỘ GIÁO DỤC VÀ ĐÀO TẠO TRƯỜNG ĐẠI HỌC KINH TẾ THÀNH PHỐ HỒ CHÍ MINH VIỆN ĐÀO TẠO SAU ĐẠI HỌC -   - LIỆU SỰ CHUYỂN DỊCH TỶ GIÁ HỐI ĐỐI CĨ THỂ ĐO LƯỜNG SỰ BẤT ỔN KINH TẾ VĨ MÔ HAY KHÔNG? GVHD: GS TS TRẦN NGỌC THƠ NHÓM 11 LỚP: NGÂN HÀNG ĐÊM KHÓA: 22 GVHD:GS.TS Trần Ngọc Thơ TPHCM Tháng 08 năm 2013 Nhóm 11 - K22 - NH Đêm Page GVHD:GS.TS Trần Ngọc Thơ DANH SÁCH NHÓM 11 STT HỌ TÊN Ngô Thị Hồng Nga Đặng Thị Ngọc Diễm Nguyễn Hoàng Nam Lê Hoài Khánh Vi Nhóm 11 - K22 - NH Đêm Ký tên Page GVHD:GS.TS Trần Ngọc Thơ A Nội dung Paper: LIỆU SỰ CHUYỂN DỊCH TỶ GIÁ HỐI ĐỐI CĨ THỂ ĐO LƯỜNG SỰ BẤT ỔN KINH TẾ VĨ MÔ HAY KHÔNG? Reginaldo P Nogueira, Jr.1 IBMEC-MG Miguel A León-Ledesma University of Kent at Canterbury Nộp tháng 11 năm 2009, chấp nhận tháng năm 2010 Chúng cho rằng, mặt lý thuyết, chuyển dịch tỷ giá (ERPT) vào giá tiêu dùng phi tuyến tính, trái ngược với ước lượng tuyến tính chuẩn lý thuyết trước ERPT cao giai đoạn khủng hoảng tài niềm tin, doanh nghiệp khơng có khả gia tăng chi phí lợi nhuận biên họ Chúng tơi kiểm định giả thuyết mơ hình chuyển đổi trơn logic (LSTR) từ liệu Mexico Sử dụng hai phương thức khác đo lường bất ổn kinh tế vĩ mô biến chuyển đổi , thấy ERPT dường tăng thời gian kinh tế vĩ mơ khó khăn, bật tác động môi trường kinh tế vĩ mô ổn định việc làm giảm chuyển dich tỷ giá thị trường JEL mã phân loại: E31, E52, F41 Từ khóa: chuyển dịch tỷ giá, mơ hình hồi quy chuyển đổi trơn, thị trường I GIỚI THIỆU Mở rộng thêm chuyển dịch tỷ giá hối đối vào giá vơ quan trọng nhà hoạch định sách Hiệu ứng này, gọi chuyển dịch tỷ giá ERPT, không ảnh hưởng đến lạm phát mà ảnh hưởng đến lạm phát kỳ vọng, việc thiết lập Reginaldo P Nogueira, Jr (tác giả tương ứng): IBMEC-MG Rua Rio Grande Norte, 300 Belo Horizonte, Minas Gerais, Brazil 30,130-130 E-mail: reginaldo.nogueira @ ibmecmg.br Miguel A LeónLedesma: Trường Kinh tế, Keynes College, Đại học Kent Canterbury, Vương quốc Anh CT27NP Email: mal@kent.ac.uk Chúng muốn gửi lời cảm ơn, mà không liên lụy, Dimitris Cristopoulos, Mathan Satchi, John Driffill, Jorge Streb, trọng tài vô danh, tham gia hội thảo tiền lần thứ 39 hàng năm, vĩ mô Nghiên cứu Tài Hội nghị Nhóm, Birmingham, Vương quốc Anh, họp thường niên thứ 31 Brazil toỏn kinh t xó hi, Foz Iguaỗu, Brazil, cho ý kiến sâu sắc đề nghị họ Tất lỗi lại Nhóm 11 - K22 - NH Đêm Page GVHD:GS.TS Trần Ngọc Thơ sách tiền tệ, khả tỷ giá hối đoái thay đổi để điều chỉnh cân cán cân thương mại Những nghiên cứu khác ERPT giảm năm gần Việc giải thích phổ biến cho phát Taylor (2000), có liên quan đến việc suy thối mơi trường lạm phát thấp Theo quan điểm tỷ lệ lạm phát ảnh hưởng đến thay đổi chi phí, có quan hệ chìêu với ERPT Một giải thích tương tự cho việc nghiên cứu hệ việc tin tưởng vào sách tiền tệ (xem ví dụ Mishkin and Savastano 2001; Choudhri and Hakura 2006) Cả hai giả thuyết cho môi trường vĩ mơ có vai trị việc định mức độ ERPT Chúng tơi phân tích trực tiếp hệ việc điều tra tồn mối quan hệ môi trường kinh tế vĩ mô mức độ ERPT Trước hết đưa mô hình lý thuyết đơn giản, chúng tơi đề xuất khả ERPT phi tuyến tính trái với ước lượng tuyến tính truyền thống lý thuyết Cụ thể, ERPT cao thời kỳ kinh tế vĩ mô bất ổn, khủng hoảng tài khủng hoảng niềm tin Chúng tơi kiểm định giả thuyết việc sử dụng mơ hình hồi quy trơn ERPT từ liệu Mexico, giai đoạn từ tháng năm 1992 đến tháng 12 năm 2005 Mexcico trường hợp nghiêm trọng, kinh tế thị trường lớn nhất, đối mặt với khủng hoảng nghiêm trọng thập kỷ qua Có nghiên cứu vấn đề phi tuyến tính bất cân xứng ERPT Thêm nữa, lý thuyết trước đưa chứng vấn đề này: nghiên cứu Herzberg, Kapetanios and price (2003) Marazzi et al (2005) chưa tìm thấy chứng phi tuyến tính cân xứng, nghiên cứu khác Gil-Pareja (2000) VÀ Mahdavi (2002) tìm thấy ủng hộ cho tính phi tuyến ERPT Hơn nữa, nhiều lý thuyết tập trung vào bất cân xứng chiều & hướng tỷ giá hối đoái Vì vậy, đóng góp thêm nghiên cứu nghiên cứu nguồn lực tiềm khác gây tính phi tuyến ERPT Kết đưa vài dẫn chứng ủng hộ tính phi tuyến tính ERPT đo lường bất ổn kinh tế vĩ mô (sự chênh lệch lãi suất trái phiếu định giá USD thị trường chênh lệch lãi suất thực so với nước Mỹ) Nghiên cứu niềm tin vào thị trường môi trường kinh tế vĩ mơ ổn định đóng vai trị quan trọng việc giảm thiểu ERPT Đây điểm đặc biệt trường hợp Mexico ERPT dường xuống thấp đáng kể sau năm 2000, sau chấp nhận mục tiêu lạm phát quốc gia Điều phù hợp với lý thuyết thị trường kinh tế (xem ví dụ, Nogueira Jr Ln-Ledesma 2009) củng cố lập luận cho việc đưa loat sách mà đẩy mạnh lịng tin thị trường vào kinh tế dẫn đến ERPT thấp Rõ ràng việc kết luận khơng loại trừ nguồn lực phi tuyến bổ sung thêm cho cách hiểu tính động chuyển dịch tỷ giá kinh tế thị trường Xem, ví dụ, Gagnon Ihrig (2004) Choudhri Hakura (2006) Nhóm 11 - K22 - NH Đêm Page GVHD:GS.TS Trần Ngọc Thơ Phần lại nghiên cứu phân chia sau Phần II giới thiệu mơ hình ERPT phi tuyến tính đơn giản Phần III bàn luận phương pháp thực nghiệm Phần IV trình bày kết Phần V kết luận II LÝ THUYẾT Một mơ hình lý thuyết đơn giản giúp minh họa lý giải tồn tiềm ERPT phi tuyến phụ thuộc vào môi trường kinh tế vĩ mơ Mơ hình có phần hạn chế đủ để minh họa cho lập luận Chúng tơi xây dưng dựa mơ hình Korhonen and Juntilla’s (2010) :tác động chuyển dịch tỷ giá ERPT vào giá nhập khẩu, dựa mơ hình thiết lập vi mơ Burnstein, Eichenbaum Rebelo (2007) Chúng ta xem xét công ty nước ngồi xuất hàng hóa vào thị trường nội địa Dưới cạnh tranh khơng hồn hảo, nhà xuất tối đa hóa lợi nhuận với giá thiết lập đồng tiền nước nhập thời điểm t sau: Pt=θtEtCt*, (1) P: giá tiền tệ nước C*: chi phí biên nhà xuất ấn định đồng nội tệ E: tỷ giá hối đối nước θ: gia tăng vượt chi phí biên Chúng cho gia tăng phản ánh áp lực cầu nước nhập Hơn nữa, chúng tơi cho phụ thuộc vào ổn định kinh tế vĩ mô chung quốc gia nhập khẩu, cụ thể kinh tế đối mặt với khủng hoảng tài hay khủng hoảng niềm tin, ERPT cao Hệ sau giả thuyết định cơng ty thay đổi chi phí chuyển dịch tỷ gía vào giá phụ thuộc vào cách nhìn nhận điều kiện kinh tế vĩ mô quốc gia nhập Trong giai đoạn môi trường vĩ mô nước nhập bất ổn, nhà xuất định chuyển dịch tỷ giá với biên độ lớn nhận thấy nguy gia tăng vỡ nợ từ nhà nhập Trong giai đoạn điều kiện kinh tế vĩ mô tốt, nhà xuất sẵn sang giảm biên độ chuyển dịch tỷ giá để trì thị trường xuất bền vững Vì gia tăng theo công thức sau: θt = θ(y,Eω(Z)) (2) y: áp lực cầu nước nhập đại diện tổng sản lượng Z: mô tả phản ứng phi tuyến điều kiện kinh tế vĩ mơ chung Chúng tơi mơ hình hóa Z theo cách : Z nhận giá trị cao thể kinh tế vĩ mơ xấu Nói cách khác Z thật đo lường bất ổn định kinh tế vĩ mơ Nhóm 11 - K22 - NH Đêm Page GVHD:GS.TS Trần Ngọc Thơ Hàm ω(Z): mức tăng theo cấp số nhân công ty phản ứng nhiều với tỷ giá hối đoái niềm tin vào kinh tế thấp Vì vậy, suốt thời khủng hoảng, ERPT tăng Từ (1) (2), phương trình dạng rút gọn tuyến tính logarit giá : pt = β ct* +κ+αet +ω(Z)et (3) Công thức có hai kênh chuyển dịch tỷ gí Kênh thứ giả định α nằm khoảng từ đến Kênh thứ đưa hàm ω(Z) phụ thuộc vào môi trường kinh tế vĩ mô Chúng ta theo Korhonen and Juntilla (2010) giả định thêm có vài ngưỡng Z* phân chia trường hợp đặc biệt giá trị tốt (thấp) giá trị xấu (cao) Z (môi trường kinh tế vĩ mô) Đối với trường hợp đặc biệt thấy khác biệt ERPT Nếu quốc gia nhập nhẩu môi trường kinh tế vĩ mô tốt, ERPT α Nếu quốc giá nhập đối mặt với mơi trường kinh tế vĩ mơ xấu ERPT α + ψ Chúng ta thấy trường hợp thứ ERPT cao hơn, α + ψ> α Một trực quan, với công ty môi trường kinh tế vĩ mô không bền vững khơng khuyến khích tăng chi phí lợi nhuận biên Vì mơ hình nhận thức điều kiện kinh tế vĩ mô chung quốc gia nhập làm tăng ERPT cách phi tuyến tính Viết lại phưong trình (3) dạng khác có Mơ hình ngưỡng áp dụng cho cơng ty khơng dành cho tất cơng ty, có khơng đồng cơng ty phản ứng họ thực trạng môi trường kinh tế vĩ mô (Korhonen and Juntilla 2010) Theo điều này, chúng tơi tạn dụng mơ hình chuyển đổi trơn thay mơ hình ngưỡng ứng dụng thực Mặc dù mơ hình trình bày giá nhập khẩu, chúng tơi muốn phân tích chuyển dịch tỷ giá ERPT vào giá tiêu dùng phân tích thực nghiệm, biến quan trọng cho nhà làm sách Chúng ta bắt đầu với số giá tiêu dùng PCI Pcpi: mưc giá tiêu dùng H: đại diện cho khu vực phi thương mại (chỉ bán nước) T: khu vực thương mại (có trao đổi với giới bên ngồi) Nhóm 11 - K22 - NH Đêm Page GVHD:GS.TS Trần Ngọc Thơ ᶲ: tham số bị chặn cho biết đóng góp khu vực vào CPI Từ phương trình(6) chúng tơi suy phương trình lạm phát cho kinh tế, π khác biệt mức giá lấy theo logarit ThT heo lý thuyết lạm phát liên tục lý thuyết quan trọng tác động theo quán tính lạm phát & giả định độ trễ cho khu vực thương mại phi thương mại, có: Phương trình lạm phát quốc gia sở phụ thuộc vào cú sốc sản lượng lạm phát khứ Phương trình giá khu vực thương mại, theo công thức dành cho vài giá theo quán tính Đưa phương trình (8) & (9) vào phương trình (7) ta có: Cuối cùng, xếp lại phương trình (10), ta Phương trình 11 mơ hình ước lượng ERPT mức giá tiêu dùng mơ tả đường cong philip phi tuyến khứ có độ trễ Trong phần tiểu mục phát triển mô hình theo tham số kinh tế phù hợp III Mơ hình thực nghiệm Theo Clifton, Leon and Wong (2001), mơ hình hồi quy trơn STR loại mơ hình phi tuyến tính mà giải thích cho thay đổi liên tục tham số thời gian, kết hợp với chuyển đổi qua thời kỳ Mơ hình hồi quy trơn có dạng tổng qt sau: St-i biến chuyển đổi G: hàm chuyển đổi γ: đo lường tốc độ chuyển đổi từ chế độ sang chế độ khác c: ngưỡng hàm chuyển đổi Nhóm 11 - K22 - NH Đêm Page GVHD:GS.TS Trần Ngọc Thơ Theo Dijik, Terasvirta & Franses (2002), hàm chuyển đổi G hàm liên tục bị chặn Khi γ tăng, hàm chuyển đổi thay đổiliên tục, tức thời Trong báo sử dụng hàm chuyển đổi trơn logic LSTR: Christopoulos Ln-Ledesma (2007) giải thích, hệ số phi tuyến mơ hình LSTR nhận giá trị khác mà phụ thuộc vào biến chuyển đổi phía hay ngưỡng: (St – c ) - ∞ hệ số trở thành β, (St – c )+ ∞ hệ số β1 + β2, st=c hệ số β1 + β2/2 Chúng tơi dựa mơ hình hóa Lundbergh et al (2000), van Dijk, Terasvirta Franses (2002) Terasvirta (2004) Quy trình sau: trước hết, kiểm định tính phi tuyến mơ hình tuyến tính sở, chấp nhận o, sau đánh giá mơ hình ước lượng cho mơ hình giá trị phi tuyến bi loại bỏ, cách khác ước lượng mô hình bao gồm biến gây phi tuyến tác động chúng vào mơ hình q mạnh Nếu mơ hìnhthất bại, phân tích mố hình mở rộng khác Chúng tơi dùng kiểm định LM3 kiểm định tính phi tuyến mơ hình hồi quy trơn chuyển đổi Sau kiểm định tuyến tính, chúng tơi sử dụng bình phương nhỏ phi tuyến để ước lượng tham số mơ hình Π: tỷ lệ lạm phát Δimp: chênh lệch giá nhập ( đồng ngaọi tệ) xem chênh lệch lạm phát nhập Δy: tăng trưởng sản lượng thực Δe: chênh lệch tỷ giá hối đoái ε: sai số Sử dụng chênh lệch lãi suất thực so với Mỹ & chênh lệch lãi suất trái phiếu thị trường làm biến chuyển đổi đo lường bất ổn kinh tế vĩ mô Trong số đo lường bất ổn kinh tế vĩ mơ lãi suất thực xem số hàng đầu khủng hoảng niềm tin theo Kaminsky 1998 Cách xác định chênh lệch lãi suất trái phiếu thị trường dựa vào tổng thu nhập cơng cụ nợ nước ngồi định giá USD thị trường Một nợ định đồng USD khơng có rủi ro tý giá, Nhóm 11 - K22 - NH Đêm Page GVHD:GS.TS Trần Ngọc Thơ xem thước đo cho “rủi ro quốc gia minh bạch”, trở thành phương thức ưu tiên để đo lường bất ổn kinh tế vĩ mô Dữ liệu hàng tháng thu thập cho Mexico từ liệu IMS IMF Thời kỳ ước lượng từ tháng năm 1992 đến tháng 12 năm 2005 Lạm phát thay đổi số giá tiêu dùng Dữ liệu tỷ giá hối đoái thay đổi nội tệ đồng đô la Một thay đổi dương nghĩa phá giá đồng nội tệ Chúng sử dụng tỷ lệ tăng trưởng số sản xuất hàng công nghiệp đại diện cho tăng trưởng sản lượng hàng tháng Dữ liệu giá nhập thay đổi qua loạt số giá hàng hóa giới Để xây dựng lãi suất thực, sử dụng liệu thị trường tiền tệ thị trường Mexico Mỹ Chỉ số lạm phát CPI sau sử dụng để có lãi suất thực từ thu thập lãi suât danh nghĩa Theo liệu chênh lệch lãi suất trái phiếu thị trường có sẵn giai đoạn sau tháng năm 1995; việc ước lượng sử dụng liệu ngắn hạn Chấp nhận liệu lãi suất thực chênh lệch lãi suất trái phiếu thị trường đơn giản hóa, liệu chuyển đổi sang logarit Sự chuyển đổi phản ánh khác biệt 12 tháng Bảng 1:Kiểm định nghiệm đơn vị Ghi chú: Chỉ số độ trễ theo tiêu chuẩn SCI Đối với kiểm định ADF, số giá trị p kiểm định tính dừng chuỗi thời gian., Còn kiểm định KPSS số theo thống kê kiểm định tính khơng dừng chuỗi thời gian Đối với kiểm định DF-GLS số theo kiểm định t xác định tính dừng chuỗi thời gian Xu hường thời gian đưa vào mơ hình kiểm định lạm phát kiểm định, ** mức ý nghĩa 5%, * mức ý nghĩa 10% Kiểm định nghiệm đơn vị loại bỏ tính khơng dừng chuỗi thời tgian 12 tháng (xem bảng 1) Mặc dù lý thuyết thực nghiệm chủ đề rộng, vấn đề đặt liệu biến có đồng liên kết hay khơng cịn tranh luận Vì chọn theo đuổi thực chuẩn lý thuyết ước lượng mơ hình khác biệt(Choudhri & Hakura 2006, Ca’Zorzi, Hahn & Sanchez 2007; Gagnon & Ihrig 2004) Hơn nữa, lựa chọn phản ánh thực tế việc phân tích dựa vào biến động ngắn hạn làm mối quan hệ cân dài hạn biến xem xét vấn đề cách thu thập mẫu ngắn hạn IV Kết Trong mô hình giả thut, chúng tơi thảo luận mức độ ERPT phụ thuộc vào ổn định kinh tế vĩ mô: thời kỳ kinh tế phải đối mặt với khủng hoảng niềm tin, ERPT dự Nhóm 11 - K22 - NH Đêm Page 10 GVHD:GS.TS Trần Ngọc Thơ kiến tăng, đối lập với giai đoạn ổn định kinh tế vĩ mơ ERPT dự kiến giảm Trong giả thuyết, rids EMBI+ spreads đại diện cho rủi ro từ thị trường ứng với điều kiện kinh tế nói chung Bảng kiểm định tuyến tính sử dụng lên đến ba độ trễ lãi suất thực & chênh lệch lãi suất trái phiếu thị trường biến chuyển đổi Chúng tơi tìm thấy chứng phản ứng phi tuyến ERPT hai biến, phù hợp với giả thuyết ban đầu chúng tơi Bảng 2: Kiểm tra tuyến tính Dưới chúng tơi trình bày kết ước lượng mơ hình phi tuyến tính Xem xét kết quả, * biểu thị ý nghĩa mức 10%, ** biểu thị ý nghĩa mức 5%, Sigma sai số chuẩn mơ hình hồi quy; AIC tiêu chuẩn thông tin Akaike; AR (4) kiểm định tự tương quan với độ trễ RNL kiểm định LM phần cịn lại phi tuyến mơ hình Chúng tơi trình bày đồ thị hàm chuyển đổi biến chuyển đổi theo thời gian Nhóm 11 - K22 - NH Đêm Page 11 GVHD:GS.TS Trần Ngọc Thơ Hình Chức chuyển đổi biến chuyển (lãi suất thực rids) Những mơ hình phi tuyến ước lượng qua kiểm định phát khơng cịn tính phi tuyến tự tương quan, đạt phù hợp với liệu Theo dự kiến có mối quan hệ phù hợp ERPT việc đo lường bất ổn kinh tế vĩ mơ, giải thích thực tế hiệp phương sai tỷ giá hối đoái phi tuyến Sử dụng hiệp phương sai chúng tơi tính toán mức độ ERPT dài hạn Với ERPT dài hạn, chúng tơi đề cập đến hiệu ứng tích lũy truyền dẫn tỷ giá hối đoái vào giá tiêu dùng hiệu ứng biến Đây quy trình chuẩn lý thuyết ERPT (xem ví dụ Gagnon Ihrig 2004) ERPT dài hạn tính sau: Hình Chức chuyển đổi biến chuyển tiếp (EMBI + spreads) Nhóm 11 - K22 - NH Đêm Page 12 GVHD:GS.TS Trần Ngọc Thơ Dựa vào số, ERPT dài hạn ước lượng khoảng , hàm chuyển đối G dao động khoảng 0.4-0.75 hoàn toàn chuyển dịch tỷ giá, G =0 (ERPT dài hạn nhỏ ước lượng : sử dung EMBI spreads biến chuyển đổi , liệu mẩu ngắn hạn) Vì vậy, kết có ảnh hưởng lớn số bất ổn kinh tế vĩ mô lên ERPT Hơn nữa, kết trình bày ước lượng hợp lý cho ERPT Mexico ch giai đoạn phân tích, lý thuyết thường thấy chuyển dịch tỷ giá nước cao hầu hết thị trường (xem ví dụ Ca'Zorzi, Hahn Sanchez 2007) Xem xét đồ thị, tham số kỹ thuật đưa kết tương tự như: chức chuyển đổi cao hơn, tức là, gần 1, sau sụp đổ đồng peso vào năm 1995, xung quanh khủng hoảng Nga Brazil, vào cuối năm 1998 đầu năm 1999, phù hợp với giả thuyết ban đầu ERPT cao suốt thời kỳ khủng hoảng niềm tin Điều đáng lưu ý giá trị ngưỡng cao (6,9% cho lãi suất thực 761 điểm cho lãi suất thực & chênh lệch lãi suất trái phiếu thị trường nổi), dấu hiệu yếu chung nguyên tắc kinh tế vĩ mô Mexico suốt năm 1990 Tuy nhiên, phân tích đồ thị biến chuyển tiếp quan sát đựơc lãi suất thực & chênh lệch lãi suất trái phiếu thị trường giảm vài năm qua, đặc biệt sau năm 1999, Mexico thông qua khuôn khổ lạm phát mục tiêu Sau năm 2000, với mức giảm phù hợp biến chuyển đổi gần 0, ERPT giảm đáng kể Nhóm 11 - K22 - NH Đêm Page 13 GVHD:GS.TS Trần Ngọc Thơ Do đó, vào đầu năm 1990 ERPT Mexico cao nhiều so với hầu hết kinh tế nổi, năm cuối thời kỳ mẫu chúng tơi tình hình thay đổi hồn tồn Trong ý nghĩa này, mơ hình chúng tơi cho thấy việc áp dụng sách tích cực Mexico đóng vai trị quan trọng việc giảm ERPT, làm giảm chi phí cho việc trì ổn định lạm phát sau Đặc biệt, tăng uy tín từ việc áp dụng lạm phát mục tiêu góp phần làm giảm ERPT Kết tương tự tìm thấy cho kinh tế khác áp dụng lạm phát mục tiêu vào cuối năm 1990, chẳng hạn Brazil (xem ví dụ Nogueira Jr Ln-Ledesma, 2009) Mặc dù chúng tơi khơng muốn cho lợi ích từ ERPT thấp nhờ vào quản lý kinh tế vĩ mô tốt hơn, tin phát quan trọng nước phải đối diện với việc giảm đột ngột dịng vốn nước ngồi, áp lực tỷ giá hối đối lớn Tóm lại, chứng kết hợp mơ hình phi tuyến sử dụng biến chuyển đổi lãi suất thực & chênh lệch lãi suất trái phiếu thị trường cung cấp số chứng ủng hộ lập luận đưa Mishkin Savastano (2001), Choudhri Hakura (2006), Gagnon Ihrig (2004) người khác , tín nhiệm sách ảnh hưởng ERPT Điều xảy trường hợp Mexico V Kết luận Chúng tơi phân tích vai trị phi tuyến tính chuiyển dịch tỷ giá hối đoái vào lạm phát tiêu dùng kinh tế thị trường Trong cách tiếp cận chúng tôi, tượng phi tuyến xuất hậu bất ổn kinh tế vĩ mô, bất cân xứng dấu hiệu biên độ thay đổi tỷ tài liệu trước Chúng tơi trình bày lập luận mơ hình mở rộng đơn giản giá nhập Chúng tơi ước lượng mơ hình hồi quy đơn (với chức chuyển đổi theo cấp số nhân) sử dụng độ trễ biến chuyển đổi có thể, để kiểm tra tính phi tuyến ứng với biên độ tỷ giá hối đoái Kiểm định cho kết tương tự giống ERPT Mexico: cao nhiều so với hầu hết kinh tế nổi, giảm năm gần Nhưng vấn đề với mơ hình hầu hết tính phi tuyến ERPT có liên quan đến khủng hoảng tỷ giá năm 1994-1995 Ngưỡng ước tính 0.244 (tức 24% khấu hao) tốc độ trình chuyển đổi q nhanh, mơ hình gần hội tụ so với mơ hình ngưỡng Chúng tơi tin tập cho thấy biến động mạnh tỷ giá, trường hợp Mexico, biến chuyển đổi cần thiết trường hợp cấp bách, chẳng hạn khủng hoảng tiền tệ nghiêm trọng dòng vốn chảy vào lớn Kết sử dụng tỷ giá hối đoái biến chuyển đổi dựa theo yêu cầu tác giả B Thực tiễn Việt Nam Trong điều kiện kinh tế khó khăn, cơng ty khơng có khả gia tăng chi phí biên mà việc gia tăng dẫn đến ERPT cao Từ mơ hình này, chúng tơi đề xuất mơ hình phi tuyến Nhóm 11 - K22 - NH Đêm Page 14 GVHD:GS.TS Trần Ngọc Thơ thực nghiệm sử dụng hồi quy chuyển đổi trơn Mơ hình sau áp dụng cho liệu Mexico từ tháng 1/1992 đến tháng 12/ 2005 Phát cho thấy ERPT dường phụ thuộc vào mức độ ổn định kinh tế vĩ mô (chênh lệch lãi suất thực &trái phiếu định giá đô la tái thị trường so với Mỹ) ERPT xuất hiện tượng phi tuyến tính cao phụ thuộc vào niềm tin thị trường Nói cách khác, khủng hoảng kinh tế gây sách kinh tế vĩ mơ dẫn đến gia tăng chuyển dịch tỷ giá hối đối Mặt khác, mơi trường ổn định làm giảm ERPT Mặc dù chúng tơi khơng tin trình động ERPT Mexico nước khác, kết chúng tơi việc áp dụng sách hiệu thị trường nổi, chẳng hạn đời lạm phát mục tiêu cơng cụ hiệu để giảm ERPT Sơ lược tình hình lạm phát Việt Nam giai đoạn 2000 - 2012: Biểu đồ 1: Tỷ lệ lạm phát Việt Nam giai đoạn 2000 - 2012 Nguồn: Dữ liệu từ Tổng cục thống kê Việt Nam Qua biểu đồ thấy giai đoạn từ 2000 - 2012 xu hường chung tình hình lạm phát Việt Nam gia tăn kéo dài trừ số năm lạm phát giảm năm 2003, 2005, 2006, 2009, 2012 Nếu vào năm 2000 lạm phát Việt Nam mức khiêm tốn -0,5% năm sau lạm phát tăng nhanh mà đỉnh điểm năm 2008 tác động khủng hoảng kinh tế toàn cầu lạm phát Việt Nam tăng tới 24,4% Năm 2009 lạm phát Việt Nam giảm mạnh lần so với năm 2008 xuống 7% nguyên nhân khủng hoảng kinh tế toàn cầu giai đoạn làm giá nguyên liệu thị trường giới giảm mạnh, xuất Việt Nam gặp nhiều khó khăn, người dân Việt Nam bắt đầu chi tiêu thắt lưng buộc bụng nhiều Trước tình hình phủ Việt Nam với mục tiêu tăng trưởng kinh tế khuyến khích doanh nghiệp gia tăng sản xuất, đẩy mạnh xuất Cụ thể để tạo cạnh tranh cho hàng góa nước Ngân hàng nhà nước Việt Nam không ngừng phá giá tiền đồng mà hậu lạm phát tiếp tục tăng cao năm 2010 (11,85%) năm 2011 (18,58%) Sang năm 2012, nhận thấy kinh tế có dấu hiệu khởi sắc để Nhóm 11 - K22 - NH Đêm Page 15 GVHD:GS.TS Trần Ngọc Thơ tránh xảy tình trạng tăng trưởng nóng có ngun từ nguồn vốn nước ngồi khơng đổ vào Việt Nam dồi khiến cho mục tiêu kiềm chế lạm phát Ngân hàng nhà nước thực thành công mức lạm phát 6,81% Tình hình biến động tỷ giá giai đoạn 2000 - 2012: 2.1 Các xu hướng tỷ giá: Biểu đồ 2: Biến động tỷ giá Việt Nam giai đoạn 2000 - 2012 Nguồn: Dữ liệu từ NHNN Việt Nam Nhìn vào diễn biến tỷ giá danh nghĩa từ năm 2000 đến năm 2012 thấy tỷ giá thức USD/VND có xu hướng lên theo chu kỳ rõ rệt bao gồm giai đoạn chính: (i) giai đoạn kinh tế thể bất ổn định suy thoái khủng hoảng, VND giá mạnh; (ii) khủng hoảng qua đi, suy thoái kết thúc, kinh tế vào ổn định tỷ giá neo giữ tương đối cứng nhắc theo đồng USD Chu kỳ có xu hướng lặp lại theo chu kỳ kinh tế Giai đoạn kinh tế có biến động mạnh: 2008 - 2011 với khủng hoảng kinh tế tồn cầu nỗ lực bình ổn kinh tế vĩ mô nhà nước Gắn liền với giai đoạn biến động mạnh chênh lệch lớn tỷ giá thức tỷ giá thị trường tự biểu đồ bên Sức ép thị trường buộc NHNN phải nới rộng biên độ tỷ giá thức phá giá, làm cho VND giá mạnh mẽ so với thời điểm trước Biểu đồ 3: Tỷ giá USD/VND theo ngày biên độ, 2008 - 2011 Nhóm 11 - K22 - NH Đêm Page 16 GVHD:GS.TS Trần Ngọc Thơ Nguồn: Dữ liệu từ NHNN Việt Nam Giai đoạn thời kỳ kinh tế vào phát triển ổn định giai đoạn 2001 - 2007 Gắn liền với giai đoạn chế tỷ giá neo giữ theo đồng USD cách tương đối cứng nhắc Đây giai đoạn mà tỷ giá thị trường tự ổn định theo sát tỷ giá thức Nguyên nhân giai đoạn trước tỷ giá thức tăng liên tục đến cuối giai đoạn ngang với tỷ giá thị trường tự 2.2 Những biến động gần đây: Giai đoạn 2008 - 2009: từ năm 2007, gia tăng ạt luồng tiền đầu tư gián tiếp vào Việt Nam, nguồn cung USD tăng mạnh Trên thực tế vào nửa đầu năm 2007 từ tháng 10/2007 đến tháng 3/2008, thị trường ngoại hối Việt Nam có dư cung USD khiến cho tỷ giá giao dịch ngân hàng thương mại giảm xuống sàn biên độ Đồng VND lên giá giai đoạn Xu hướng chung năm 2009 giá danh nghĩa VND so với USD Cho đến cuối năm 2009, tỷ giá thức USD/VND tăng 5,6% so với cuối năm 2008 Trong năm 2008, tỷ giá niêm yết ngân hàng thương mại biến động liên tục, đầu năm cịn có giai đoạn thấp tỷ giá thức, năm 2009 lại năm mà tỷ giá ngân hàng thương mại mức trần biên độ dao động mà ngân hàng nhà nước công bố Giai đoạn 2010 - 2011: Năm 2010 tiếp tục chứng kiến xu hướng tương tự thị trường noại hối năm 2009 Cụ thể ngân hàng thương mại tiếp tục đặt tỷ giá tạ trần Nhóm 11 - K22 - NH Đêm Page 17 GVHD:GS.TS Trần Ngọc Thơ biên độ tỷ giá thức hầu hết tháng năm khoảng cách tỷ giá thức tỷ giá thị trường tự có lúc tăng lên mức cao chưa có vào cuối năm 2010 (xem biểu đồ 4) Trong tháng cuối năm 2011, thị trường ngoại hối chứng kiến tăng lên nhanh chóng cầu ngoại tệ do: (i) nhu cầu mua ngoại tệ để trả cho khoản vay đáo hạn doanh nghiệp tận dụng chênh lệch lãi suất hai quý đầu năm 2011; (ii) nhu cầu nhập thường tăng cao vào cuối năm cộng thêm nhu cầu nhập vàng nhằm kiếm lời từ chênh lệch giá vàng nước quốc tế; (iii) NHNN thắt chặt tín dụng ngoại tệ; (iv) lãi suất tiền gửi ngoại tệ tăng cao, lên 5%/năm; (v) hoạt động đầu gia tăng Thêm vào đó, cung ngoại tệ giảm sút doanh nghiệp không muốn bán ngoại tệ cho ngân hàng họ lo lắng khả NHNN tiếp tục phá giá VND Biểu đồ 4: Tỷ giá USD/VND thức thị trường tự theo ngày, 2008 - 2011 Nguồn: Dữ liệu từ NHNN Việt Nam Tuy nhiên bước sang năm 2012 tría ngược với nghi ngại doanh nghiệp NHNN lại thực sách ghim tỷ giá giữ cho mức tỷ giá ổn định nhằm đạt mục tiêu ổn định kinh tế vĩ mô, tạo đà cho bứt phá nhằm hồn tồn khỏi bóng ma hậu khủng hoảng kinh tế 2008 Nhờ doanh nghiệp bắt đầu mạnh dạn bán ngoại tệ cho ngân hàng thương mại cộng thêm việc sản lượng xuất Việt Nam tăng cao làm cho áp lực cung ngoại tệ giảm bớt kéo mức tỷ giá thị trường tự sát lại với tỷ giá ngân hàng thương mại có xu hướng nhích lại gần mức tỷ giá NHNN cơng bố Biểu đồ 5: Tỷ giá USD/VND theo tháng năm 2012 Nhóm 11 - K22 - NH Đêm Page 18 GVHD:GS.TS Trần Ngọc Thơ Nguồn: Dữ liệu từ NHNN Việt Nam 2.3 Mối quan hệ lạm phát tỷ giá, mức độ truyền dẫn tỷ giá vào lạm phát Việt Nam: Nhìn vào diễn biến lạm phát tỷ giá Việt Nam giai đoạn 2000 - 2011 (biểu đồ 6) thấy lạm phát Việt Nam sụt giảm giá trị đồng nội tệ có mối quan hệ đồng biến giai đoạn 2000 - 2002, 2003 - 2004, 2006 - 2008, 2009 - 2011 Khi tỷ giá USD/VND tăng, điều hàm ý tiền đồng Việt Nam giá dẫn đến lạm phát tăng Tuy nhiên xen kẽ vào có giai đoạn lạm phát Việt Nam gia tăng tỷ giá có mối quan hệ nghịch biến giai đoạn 2002 - 2003, 2004 - 2006, 2008 2012 Biểu đồ 6: Mối quan hệ tỷ giá USD/VND (bên trái) lạm phát (bên phải) Việt Nam, 2000 - 2012 Nhóm 11 - K22 - NH Đêm Page 19 GVHD:GS.TS Trần Ngọc Thơ Nguồn: Dữ liệu từ Tổng cục thống kê Việt Nam NHNN Việt Nam Ngoài việc xem xét mức độ gia tăng tỷ giá hối đối lạm phát cho thấy dấu hiệu liên quan đến bất ổn định kinh tế vĩ mô Bảng 1: Mối quan hệ lạm phát tốc độ tăng tỷ giá Năm Tỷ lệ lạm phát Mức độ tăng tỷ giá năm t với năm t-1 Tỷ lệ lạm phát/Mức độ tăng tỷ giá 2000 -0,60% 2001 0,80% 3,93% 0,203705 2002 4% 2,11% 1,891411 2003 3% 1,58% 1,901605 2004 9,50% 0,84% 11,34634 2005 8,40% 0,88% 9,534302 2006 6,60% 0,87% 7,612 2007 12,36% 0,37% 33,07124 2008 24,40% 5,36% 4,555986 2009 7% 5,68% 1,23277 Nhóm 11 - K22 - NH Đêm Page 20 GVHD:GS.TS Trần Ngọc Thơ 2010 11,75% 5,52% 2,127212 2011 18,58% 10,01% 1,855256 2012 6,81% 0,09% 74,65194 Nguồn: Dữ liệu từ Tổng cục thống kê Việt Nam NHNN Việt Nam Nhìn vào bảng số liệu ta thấy Việt Nam tỷ giá hối đối gia tăng 1% lạm phát ln ln tăng nhiều 1% phần lớn thời gian giai đoạn từ 2000 - 2012 Điều phần cho thấy Việt Nam mức độ truyền dẫn tỷ giá vào lạm phát cao Đặc biệt vào cuối năm 2007 mà số liệu thống kê cho thấy tỷ giá USD/VND tăng có 0,37% tỷ lệ lạm phát lại lên đến 12,36% gấp đến 33 lần mức độ tăng tỷ giá Và biết khủng hoảng tài tồn cầu bùng nổ vào khoảng thời gian cuối năm 2007 Nhưng khơng thể nói chắn tỷ lệ lạm phát gấp nhiều lần tốc độ tăng tỷ giá xảy khủng hoảng kinh tế hay tình trạng bất ổn trầm trọng kinh tế theo dấu hiệu cảnh báo cần phải kết hợp với nhiều cơng cụ phân tích khác để xem xét Ngoài việc tỷ lệ lạm phát cao phụ thuộc vào nhiều yếu tố phù hợp với đặc thù sách quản lý tài khóa quốc gia Chẳng hạn quốc gia chuyên nhập đa số loại thành phẩm, nguyên vật liệu sản xuất nước yếu hay lượng tài nguyên không đáp ứng đủ nhu cầu chịu ảnh hưởng lớn từ việc biến động tỷ giá Nhưng quốc gia có sản xuất phát triển vượt bậc, tài nguyên thiên nhiên dồi phụ thuộc nhiều vào hàng nhập lạm phát có cao nhân tố khác ảnh hưởng nhiều việc tỷ giá biến động khơng phải nhân tố Nhóm 11 - K22 - NH Đêm Page 21 ... lệch tỷ giá hối đo? ?i ε: sai số Sử dụng chênh lệch lãi suất thực so với Mỹ & chênh lệch lãi suất trái phiếu thị trường làm biến chuyển đổi đo lường bất ổn kinh tế vĩ mô Trong số đo lường bất ổn kinh. .. Đêm Ký tên Page GVHD:GS.TS Trần Ngọc Thơ A Nội dung Paper: LIỆU SỰ CHUYỂN DỊCH TỶ GIÁ HỐI ĐỐI CĨ THỂ ĐO LƯỜNG SỰ BẤT ỔN KINH TẾ VĨ MÔ HAY KHƠNG? Reginaldo P Nogueira, Jr.1 IBMEC-MG Miguel A Ln-Ledesma... chuiyển dịch tỷ giá hối đo? ?i vào lạm phát tiêu dùng kinh tế thị trường Trong cách tiếp cận chúng tôi, tượng phi tuyến xuất hậu bất ổn kinh tế vĩ mô, bất cân xứng dấu hiệu biên độ thay đổi tỷ tài liệu