TCDN Đêm 3 | Nhóm 5
BÀI
DỊCH
PAPER
3
HIỆU ỨNG TÁC ĐỘNG TRUYỀN DẪN CỦA TỶ GIÁ VÀ
CHÍNH SÁCH TIỀN TỆ Ở CROATIA
HIỆU ỨNG TÁC ĐỘNG TRUYỀN DẪN CỦA TỶ GIÁ VÀ CHÍNH SÁCH
TIỀN TỆ Ở CROATIA
Nhóm thực hiện : Nhóm 5 - TC đêm 3 – K22 :
1 Hà Mai Yên Chi
2 Bùi Nguyễn Trọng Đạt (nhóm trưởng)
3 Phạm Thị Tuyết Hà
4 Hồ Thị Bích Hưng
5 Nguyễn Tiến Lộc
6 Nguyễn Thị Kim Ngân
7 Võ Thị Thanh Nhàn
8 Bùi Quang Phụng
9 Nguyễn Văn Thân
10 Đặng Văn Tuyển
11 Vũ La Thạch (học ghép)
Trang 2
HIỆU ỨNG TÁC ĐỘNG TRUYỀN DẪN CỦA TỶ GIÁ VÀ CHÍNH SÁCH
TIỀN TỆ Ở CROATIA
I. Giới thiệu:
Chính sách tiền tệ tại Croatia đã rất thành công trong việc giảm thiểu lạm phát
bằng cách neo tỷ giá hối đoái danh nghĩa. Chính sách này có thể được định nghĩa như
là sự theo đuổi “tỷ giá mục tiêu” một cách nghiêm ngặt hay hạn chế tối đa biến động
tỷ giá và các hoạt động của Ngân hàng trung ương trên thị trường ngoại tệ. Hướng đến
mục tiêu ổn định tỷ giá, chính sách này đã rất thành công trong việc chấm dứt lạm
phát phi mã và ổn định nền kinh tế thập niên 1990 và giữ mức lạm phát thấp trong giai

đoạn sau chiến tranh những năm 1990. Dựa trên những thay đổi về quy định pháp lý
gần đây và chiều hướng áp dụng mạnh mẽ hơn các công cụ của thị trường tài chính
phản ánh rằng chính sách trên có thể sẽ được sửa đổi trong tương lai. Căn cứ theo định
hướng mà Ngân hàng Nhà nước của Croatia ( CNB ) đặt ra, mục tiêu chính của chính
sách tiền tệ là ổn định giá cả và giảm sự tập trung vào tỷ giá hối. Tự do hóa tài khoản
vốn là cần thiết nhằm mục đích kiểm tra khả năng của CNB đối với việc duy trì và
kiểm soát chặt chẽ tỷ giá hối đoái trong quá trình gia nhập Liên minh châu Âu (EU).
Sự phát triển của thị trường tài chính cung cấp các công cụ/chính sách tiền tệ mới và
giảm dần vai trò của dự trữ bắt buộc mở ra cơ hội sử dụng nó tích cực hơn bằng thị
trường mở của CNB. Vì thế, rất có cơ sở để hy vọng rằng biến động tỷ giá sẽ được
nắm vững trong tương lai và CNB sẽ ổn định được nó.
Định hướng này sẽ có được hiểu rõ hơn bằng việc tìm hiểu kiến thức về hiệu
ứng truyền dẫn, nghĩa là, làm thế nào biến động tỷ giá vượt qua lạm phát trong nước.
Tăng tỷ giá hối đoái hoặc khấu hao có tác động trực tiếp đến lạm phát bằng cách thay
đổi giá thị trường thể hiện ở đồng nội tệ. Bằng cách thay đổi giá thị trường của hàng
hóa trong nước và nước ngoài, tỷ giá hối đoái cũng ảnh hưởng đến lạm phát gián tiếp
thông qua những thay đổi trong hoạt động kinh tế. Đối với các nền kinh tế mở, những
người làm giá trên thị trường kỳ vọng sự thay đổi tỷ giá hối đoái sẽ ảnh hưởng đến
mức giá hàng nội địa, với giá cả ở các giai đoạn khác nhau của dây chuyền sản xuất
bị ảnh hưởng khác nhau. Các yếu tố khác không đổi, giá nhập khẩu phải thay đổi để
tương đương một- một với tỷ giá hối đoái, như quy định bởi luật một giá. Ngay khi
các yếu tố đầu vào được bổ sung, giá tương ứng sẽ phản ánh giá trị nhập khẩu trong
quá trình sản xuất Tuy nhiên hiệu ứng truyền dẫn có thể đi chệch mục tiêu này vì
nhiều lý do khác nhau.
Giá chiến lược tại thị trường nước ngoài có thể vượt qua qua không (=> gần
như là Lợi nhuận chấp nhận ~ 0 vì muốn duy trì tỷ giá). Sự tồn tại của “chi phí đơn”
liên quan đến giá hiệu chỉnh chỉ là yếu tố gây nhiễu trong tỷ giá hối đoái, miễn là nó
được coi là ổn định và "không đáng kể" so với ngưỡng , không được phản ánh trong
việc giá cả thay đổi. Yếu tố kỳ vọng và các hình thức khác của các chỉ số hoá có thể
ảnh hưởng lớn đến kết quả cuối cùng.

Mặc dù có rất nhiều các loại kênh tác động qua đó tỷ giá hối đoái có thể ảnh
hưởng đến lạm phát, bằng chứng thực tế là, chủ yếu là giới hạn các nền kinh tế tiên
Trang 3
HIỆU ỨNG TÁC ĐỘNG TRUYỀN DẪN CỦA TỶ GIÁ VÀ CHÍNH SÁCH
TIỀN TỆ Ở CROATIA
tiến , điểm đến thấp và làm giảm hiệu ứng trung chuyển ( McCarthy , 2000). Xuất
hiện hiệu ứng trung chuyển có lẽ là nội sinh để có chế độ khác nhau và có xu hướng
nhỏ hơn khi lạm phát thấp, gián tiếp xác nhận tầm quan trọng của yếu tố kỳ vọng
trong hiệu ứng trung chuyển ( Choudri và I- Iakura , 2001). Các bằng chứng về mức
độ thấp của hiệu ứng trung chuyển không giữ ổn định cho nền kinh tế chuyển đổi
( Ross , 1998; Kuijs , 2001) , có thể phản ánh từ sự thiếu tin cậy của các cơ quan tiền
tệ và các yếu tố liên quan, như bản chất việc lấy giá cả trong nước niêm yết sử dụng
trên thị trường quốc tế . Một số tính năng của nền kinh tế Croatia có thể sẽ ảnh hưởng
đến độ lớn của hiệu ứng trung chuyển. Hai vòng lặp đáng chú ý. Croatia xét lại là một
trường hợp trung gian, so với trường hợp các nước khác. Quan trọng hơn, Croatia là
nước có nền kinh tế "đô la hóa" rất nhiều, với tài sản thay thế thịnh hành và một số chỉ
số hoá giá cho tỷ giá hối đoái. Ở đây, chính nó, sẽ tự chứng minh cho một hiệu ứng
truyền dẫn lớn như trên.
Phần còn lại của bài báo có cấu trúc như sau. Phần II mô tả các biểu hiện của
"Khuynh hướng tránh biến động tỷ giá" đặc trưng cho chính sách tiền tệ tại Croatia và
liên quan đến hậu quả của việc Dollar hóa. Phần III xét các tài liệu về hiệu ứng truyền
dẫn tỷ giá hối đoái. Phần IV cung cấp thông tin số liệu. Phần V trình bày các mô hình
sử dụng cho việc lập dự toán và kết quả. Phần VI kết luận .
II. Nổi lo sợ của việc thả nổi tỷ giá và vấn đề đô la hóa
Hầu hết những nền kinh tế thị trường mới nổi đã cho ra những dấu hiệu mà 2
nhà nghiên cứu là Calvo và Reinart (2000) đã gọi là "nổi lo sợ thả nổi tỷ giá". Vì sự
tác động mạnh mẽ đã được dự kiến của tỷ giá hối đoái lên tiến trình thương mại và
lạm phát, các ngân hàng trung ương trong những nền kinh tế mở nhỏ khó có thể không
quan tâm đến những biến động thả nổi tiền tệ này. Trong nền kinh tế thị trường đang
mới nổi, những mối lo ngại thường phức tạp hơn do tiếp xúc với các hoạt động ngoại

tệ lớn không có hàng rào kiểm soát, cái làm cho hệ thống tài chính dễ bị biến động tỷ
giá tác động mạnh. Kết quả là, các ngân hàng trung ương tại các thị trường mới nổi
nói chung cảm thấy không thoải mái với biến động tỷ giá và các ngân hàng phải can
thiệp thường xuyên để giải quyết biến động này. Mặc dù không có sự hạn chế rõ ràng
và ngân hàng trung ương khẳng định tỷ giá hối đoái là thả nổi , nhưng can thiệp có thể
là đáng kể và, theo đó , tỷ giá cũng tương đối linh hoạt.
Croatia là ví dụ nổi bật cho vấn đề tỷ giá hối đoái thả nổi này. Chính sách CNB
phản ứng với mức siêu lạm phát trong giai đoạn chiến tranh đầu những năm 90, nhằm
cố định nội tệ vào đồng Mác Đức (đồng nội tệ được neo vào đồng tiền Mác Đức).
Ngay cả sau khi đã đạt được sự ổn định trong năm 1994, chính sách tiền tệ vẫn chịu sự
điều khiển bởi mối quan hệ chặt chẽ với tỷ giá
6
. Sự sai số của CNB đối với sự biến
động của tỷ giá hối đoái là tương đối thấp và sự can thiệp có tính hệ thống. Về điểm
này, có ý nghĩa khi so sánh Croatia với nền kinh tế chuyển tiếp khác như một sự dàn
xếp tỷ giá hối đoái tương tự như Cộng Hòa Séc, Slovakia, Slovenia, Romani , - tất
cả, giống như Croatia, chính sách thả nổi có kiểm soát trong sự đánh giá, phân loại
xếp hạng IMF – và một chính sách neo tỷ giá mền mỏng như Hungary. Trong khi
Trang 4
HIỆU ỨNG TÁC ĐỘNG TRUYỀN DẪN CỦA TỶ GIÁ VÀ CHÍNH SÁCH
TIỀN TỆ Ở CROATIA
đứng thứ 3 trong gần đây nhất có một lịch sử liên tục đồng tiền mất giá từ năm 1994
(chủ yếu có sự cố gắng kiểm soát lớn trong trường hợp Slovenia và Hungary), đồng
tiền Croatia, giống như của Cộng Hòa Séc và Slovakia, đã đạt được ổn định lâu bền
theo thời gian và mặc dù vậy trong khuôn khổ nhóm này sự biến động tỷ giá đã được
chú ý đặc biệt để giải quyết các biến động này. (hình 1).
Thành quả ấn tượng này được xác nhận bởi sự đo lường giá trị không ổn định
được trình bày trong bảng 1, ở đó, Croatia chỉ ra 1 sự vượt trội bỏ xa các nước khác về
tỷ giá ít biến động nhất.
7

Trong thời kỳ, T01/1994 -> T07/2001, xác suất mà phần
trăm thay đổi hàng tháng trong tỷ giá hối đoái của Kuna/DM vượt quá mức 2,5% đã
được mức thấp là 1,1%, thấp hơn nhiều so với bất kỳ đồng tiền khác trong mẫu.
Trang 5
HIỆU ỨNG TÁC ĐỘNG TRUYỀN DẪN CỦA TỶ GIÁ VÀ CHÍNH SÁCH
TIỀN TỆ Ở CROATIA
Khi tỷ giá cố định, các cú sốc đến cầu tiền và các dự đoán được điều tiết bởi
ngân hàng trung ương thông qua mua hoặc bán dự trữ ngoại hối. Do đó, trước sự phân
phối của các cú sốc, độ dao động của dự trữ và tiền cơ sở liên quan ngược đến độ linh
hoạt của tỷ giá. Bảng 1 thể hiện dự trữ và tiền cơ sở của Croatia thật sự biến động
mạnh nhất trong nhóm các tiền tệ ổn định, mức độ không linh hoạt tương đối của tỷ
giá kuna/DM có thể thật sự là kết quả của chính sách thận trọng của CNB. Khả năng
chịu đựng thấp của dao động tỷ giá và độ biến động của tiền cơ sở có thể được phản
ánh trong lạm phát. Thực tế, biến động lạm phát xuất hiện cao tương đối với Czech
Republic và Slovakia, mặc dù tỷ giá ổn định và chính sách tiền tệ thắt chặt đã mang
lại lạm phát thấp ở Croatia.
Điều gì là động cơ thúc đẩy nỗi sợ thả nổi tỷ giá ? Quan trọng nhất liên quan
đến hậu quả của dollar hóa, điều đang phổ biến ở Croatia. Tiền gửi ngoại tệ chiếm
60% tiền rộng, một tỷ lệ phần trăm lớn hơn nhiều so với phần còn lại của mẫu (biểu
đồ 2).
Trang 6
HIỆU ỨNG TÁC ĐỘNG TRUYỀN DẪN CỦA TỶ GIÁ VÀ CHÍNH SÁCH
TIỀN TỆ Ở CROATIA
Nguồn gốc của hiện tượng này bắt nguồn từ cuộc chiến tranh đầu những năm
90 mà cả Croatia và nước láng giềng Slovenia gánh chịu. Thực tế, quy mô dollar hóa
ở cả hai nước tương đối rộng vào năm 1994, khi ngoại tệ cũng được sử dụng làm
phương tiện thanh toán. Trong khi chiến tranh kết thúc sớm ở Slovenia và sự phá hủy
tương đối nhỏ, chiến tranh Croatia tiếp diễn đến 1995 và kèm theo các bất ổn kinh tế
lớn và siêu lạm phát. Thậm chí sau khi ổn định kinh tế vĩ mô đạt được vào năm 1994,
dollar hóa tiếp tục kéo dài đến năm 1998, và vẫn chưa giảm một cách đáng kể từ đó.

Trong những hoàn cảnh đó, bất kỳ chính sách tiền tệ độc lập bị đối mặt với rỉu
ro nghiêm trọng cảu bất ổn tài chính và tính hiệu quả trong kiểm soát lạm phát bị giới
hạn một cách nghiêm ngặt. Sự dịch chuyển bất thường cảu tỷ giá có thể gây thiệt hại
cho bản cân đối của doanh nghiệp và hệ thống ngân hàng. Hơn nữa, tác động của thắt
chặt tiền tệ bị suy yếu nếu sự tăng của tỷ giá sau đó cải thiện tình trạng tài chính cảu
cư dân với một tỷ lệ lớn của nợ bằng ngoại tệ. Trong trường hợ cực đoan của dollar
hóa thực, khi giá cả và tiền lương được tính bằng ngoại tệ, chính sách tiền tệ hoàn
toàn bất lực và chính sách có thể duy nhất là đặt mục tiêu tỷ giá
Ngày nay dollar hóa tại Croatia phần lớn thúc đẩy bởi sự thay thế tài sản, khi
cư dân duy trì một tỷ lệ lớn tiết kiệm của họ bằng ngoại tệ và ngân hàng cung cấp các
khoản vay bằng ngoại tệ hoặc neo theo ngoại tệ. Các quan sát tình cờ chỉ ra rằng
nhiều giá cả, phần lớn là bất động sản và hàng tiêu dùng lâu bền, đến một mức độ nào
đó được neo theo tỷ giá. Điều này giải thích chi hệ số pass-through lớn.
Trang 7
HIỆU ỨNG TÁC ĐỘNG TRUYỀN DẪN CỦA TỶ GIÁ VÀ CHÍNH SÁCH
TIỀN TỆ Ở CROATIA
III. Các nghiên cứu trước đây về truyền dẫn tỉ giá :
Mối quan hệ giữa tỷ giá và mức giá đã nhận được sự quan tâm rất lớn từ sự sụp
đổ của hệ thống Bretton Woods. Những cuộc khủng hoảng tiền tệ gần đây chỉ là bổ
sung thêm. Có rất ít những đóng góp đã phân tích về sự truyền dẫn hoàn toàn (pass-
through) …ví dụ: sự ảnh hưởng của thay đổi tỷ giá lên các thước đo giá trong nước
theo chuỗi sản xuất ( bao gồm cả giá xuất nhập khẩu và thước đo lạm phát tiêu dùng),
tuy nhiên, thay vì các nghiên cứu tập trung vào khía cạnh nhỏ cụ thể như sự truyền
dẫn (tác động) giá xuất nhập khẩu hoặc sự đồng bộ hóa của các thước đo mức giá
khác nhau.
Tác động trực tiếp của sự thay đổi tỷ giá xuất hiện thông qua giá cả của hàng
hóa mua bán quốc tế. Goldberg and knetter (1997) nghiên cứu tài liệu về sự truyền
dẫn đến giá nhập khảu. Một câu hỏi quan trọng xuất hiện trong nội dung của nghiên
cứu này là tại sao sự truyền dẫn là không hoàn toàn. Nhiều sự giải thích lý thuyết đã
được tìm ra để trả lời câu hỏi này, xem Menon (1995), người nghiên cứu một số lượng

lớn những đóng góp. Nổi bật nhất, Dornbush (1987) và Krugman (1987) cho rằng sự
chuyển giao nhỏ hơn tỷ lệ một – một có thể được giải thích bởi sự canh tranh không
hoàn hảo, hoặc là giá cả thị trường. Nhà sản xuất nước ngoài điều chỉnh tăng giá
(mark-up) để duy trì thị phần thị trường ổn định trong nền kinh tế nội địa. Hành vi
chiến lược này về nguyên tắc có thể khiến cho tỷ lệ truyền dẫn vể 0. Gosh và Wolf
(2001) cho thấy truyền dẫn ngắn hạn không hoàn hảo cũng có thể xuất hiện từ chi phí
thực đơn ( menu cost). Một số nghiên cứu quan sát trên mẫu số lượng lớn các nước.
trường hợp ngoại trừ là Borensztein và De Gregorio (1999) nghiên cứu những cuộc
khủng hoảng tiền tệ, và Goldfajn và Werlang (2000) thể hiện trong một khung bảng là
những yếu tố quyết định chính quy mô của truyền dẫn là tình trạng chu kỳ của nền
kinh tế , trên/dưới giá trị ban đâu, tỷ lệ lạm phát ban đầu và mức độ mở của nền kinh
tế. Họ cũng tìm ra sự truyền dẫn đạt đỉnh sau 12 tháng.
McCarthy (2000) phân tích trong giả thuyết VAR cố định (incorporating a
recursive distribution chain of pricing: kết hợp một chuỗi phân phối của giá đệ quy).
Tác động của thay đổi tỷ giá và giá nhập lên giá nhà sản xuất và giá tiêu dùng. Trong
ví dụ mẫu 9 nước phát triển của ông, ông tìm ra rằng tỷ giá tác động có giới hạn và
không mạnh lên giá tiêu dùng trong khi đó giá nhập khẩu tác động mạnh hơn. Clark
(1999) kiểm tra phản ứng của giá ở những giai đoạn khác nhau của sản xuất trong
những bối cảnh khác nhau. Cụ thể là phản ứng lại cú sốc chính sách tiền tệ trong
nước.Ross(1998) cung cấp một đánh giá của Slovenia, dùng một mô hình đệ quy
(recursive ) của nền kinh tế. Kuijs (2001) phân tích sự chuyển giao của chính sách tiền
tệ ở Slovenia dùng cấu trúc cùng hội nhập VAR. Vấn đề quan hệ nhân quả được đề
cập trong một số bài báo là giao dịch đặc biệt với nền kinh tế úc. Một thị phần đáng kể
thị trường quốc tế cho một hàng hóa đặc biệt có thể hàm ý sự phản hồi tiềm năng từ
mức giá nền kinh tế trong nước vào mức giá thế giới. Do đó đặt giả định về nền kinh
tế ít mở. Điều này được tìm thấy là sự thật đối với một số mặt hàng ở ÚC
Trang 8
HIỆU ỨNG TÁC ĐỘNG TRUYỀN DẪN CỦA TỶ GIÁ VÀ CHÍNH SÁCH
TIỀN TỆ Ở CROATIA
Từ một quan điểm kỹ thuật, phân tích thực nghiệm phải giải quyết thực tế là

hâu hết chuỗi thời gian để phân tích là chắc chắn không dừng. Điều này làm mất hiệu
lực dự báo của OLS, làm phát sinh vấn đề về hồi quy giả. Bằng cách dùng những biến
trong sự khác biệt ban đầu của cạm bẫy này có thể hầu như loại bỏ., nhưng mức độ
thông tin bị mất . rất ít bài báo sử dụng kỹ thuật cùng hội nhập để tính toán cho sự
không dừng và quan hệ ở cùng thời gian. Kim (1998) trình bằng chứng của Mỹ ủng hộ
một mối quan hệ nhân quả từ tỷ giá đến giá trong giả định VAR cùng hội nhập.Ông
tìm thấy hệ số 0,24 truyền dẫn trong dài hạn, nhưng không giải quyết vấn đề điều
chỉnh ngắn hạn. Murgasova (1996) áp dụng phương pháp Johansen Maximum
Likelihood ( ML) để phân tích tác động giảm giá peseta tây ban nha trong cuộc khủng
hoảng cơ chế tỷ giá châu âu năm 1992-93. Bà tìm ra tỷ lệ truyền dẫn 1:1 đối với giá
nhập khẩu nhưng chỉ 10% truyền dẫn đối với CPI. Sự truyền dẫn thấp được giải thích
bởi bù đắp vị trí mang tính chu kỳ của nền kinh tế. Dellmo (1996) tập trung vào mối
quan hệ giữa thước đo mức giá thụy điển trong khung I (1),tính đến các nhân tố có thể
giới hạn tương tự dự kiến là như thay đổi biên lợi nhuận và năng suất sản xuất,
Juselius (1999) phân tích mức giá hội tụ trong một khung làm việc chính thức I(2).
Trong bài nghiên cứu này chúng tôi sẽ theo phương thức cũ. Một VAR tiêu
chuẩn (sai phân bậc nhất) sẽ được ước tính. Mô hình cơ bản của chuỗi đóng góp dịch
chuyển vào cấu trúc đệ quy của phương sai-hiệp phương sai của ma trận. Điều này lần
lượt sẽ cho chúng ta xác định cú sốc xuất phát từ thay đổi tỷ giá và những tác động
của nó lên lạm phát của Croatia. Cấu trúc là phiên bản hạ xuống của McCarthy (2000)
người dùng mô hình chuỗi sản xuất lấy cảm hứng bởi Blanchard (1983) và Christiano
et al (1997). Sự giảm độ phức tạp (giảm số biến) chủ yếu là do thiếu dữ liệu cho
Croatia và sẽ được bàn đến chi tiết hơn ở phần dưới. điểm yếu chính của thiết lập này
là áp đặt quan hệ nhân quả từ tỷ giá đến giá. Giả định rằng giá là cố định trong ngắn
hạn, cho ngang giá sức mua để giữ, tỷ giá được hỗ trợ để thay đổi, điều này có nghĩa
là quan hệ nhân quả cũng có thể chạy theo hướng khác. Cho rằng phân tích được dựa
trên quan sát hàng tháng, chúng tôi cảm thấy tự tin tuy nhiên việc áp đặt điều kiện là
phản hồi không đồng thời. Một nhược điểm khác của phương pháp tiếp cân này là phê
bình tiêu chuẩn để ước lượng sự khác biệt VAR hệ thống đề cập ở trên, cụ thể là mức
độ thông tin bị mất và do đó kết quả (đáp ứng sư thôi thúc ở đây) cuối cùng sẽ thiếu ý

nghĩa thống kê .
Để đánh giá chi tiết hơn giới hạn được đề cập ở trên, mối quan hệ dài hạn giữa
hành vi tỷ giá và mức giá sẽ được điều tra bằng một phương pháp tiếp cận chung. Kết
quả từ thực nghiệm phải đươc xử lý cẩn thận, tuy nhiên, do thời hạn quan sát có giới
hạn hơn (khoảng 6 năm) và quan sát hàng tháng khó tránh khỏi “tỉ số tín hiệu cực đại
trên nhiễu” cao.
IV. Vấn đề dữ liệu
Trong phần này, chúng tôi sẽ thảo luận về các vấn đề liên quan đến dữ liệu.
Chuỗi thời gian hàng tháng chủ yếu là lấy từ cơ sở dữ liệu IFS của IMF hoặc được
Trang 9
HIỆU ỨNG TÁC ĐỘNG TRUYỀN DẪN CỦA TỶ GIÁ VÀ CHÍNH SÁCH
TIỀN TỆ Ở CROATIA
cung cấp bởi CNB
14
. Mặc dù quan sát thường bắt đầu vào tháng Giêng năm 1992,
mẫu sẽ được thu hẹp và bắt đầu vào tháng Giêng năm 1994, vì vậy sự ổn định chỉ đạt
được vào cuối năm 1993. Các quan sát cho M4 bắt đầu vào tháng Sáu năm 1994. Giai
đoạn ước tính được giới hạn bởi chỉ số giá nguyên vật liệu thô đã có sẵn, kết thúc vào
tháng 1 năm 2001. Trong phần này, đầu tiên chúng tôi nêu bật việc cách điệu hóa thực
tế liên quan đến truyền dẫn tỉ giá tại Croatia. Sau đó, chúng tôi chuyển sang các vấn
đề về tính dừng. Hầu hết các chuỗi thời gian cơ bản được sử dụng dường như không
có tính dừng (ở mức độ). Cuối cùng, việc sử dụng phương pháp nhân quả sẽ được bàn
luận.
A. Mô tả dữ liệu
Trong hình 3 và A1 chúng tôi trình bày bằng chứng sơ bộ giả định tính đệ quy
của chúng tôi. Hình 1 cho thấy chuỗi thời gian (trong log-levels) cho các tỷ giá hổi
đoái trung bình hàng tháng của Kuna và Mác Đức (HRK/DEM) và tỷ giá hối đoái
danh nghĩa hiệu lực (NEER, theo tính toán của IMF), cùng với hai chuỗi giá cả, giá
sản xuất (MPI) và chỉ số giá bán lẻ (RPI), tất cả được điều chỉnh cho có ý nghĩa và có
thứ tự

15
. Kiểm tra trực quan chỉ ra rằng RPI là khó phản ứng với dịch chuyển trong tỷ
giá hối đoái, trong thực tế, chuỗi này có vẻ gần như là xu hướng dừng. Chỉ số giá sản
xuất, phản ánh ngành công nghiệp và do đó có hành vi “nghịch hướng”, dường như
theo tỷ giá hối đoái, dù rất chậm. Sự gia tăng đáng kể trong tỷ giá hối đoái trong suốt
nửa cuối năm 1995 dường như được phản ánh trong giá sản xuất khoảng một năm sau
đó. Sự mất giá liên tục của Kuna bắt đầu vào đầu năm 1998 thay vì có vẻ dẫn dắt sự
gia tăng trong mức giá, một lần nữa khoảng chừng 12 đến 15 tháng sau. Đánh giá sơ
bộ này được củng cố bởi hình A1 trong Phụ lục, trong đó mối tương quan chéo giữa
sự thay đổi trong tỷ giá hối đoái và những thay đổi theo sau trong chỉ số giá cả được
trình bày.
Hình A1 cho thấy mối tương quan giữa sự thay đổi trong tỷ giá hối đoái và sự
thay đổi trong MPI (bảng dưới) là mối tương quan thuận từ tháng thứ chín cho đến
tháng 26 (trễ), với đỉnh điểm giữa tháng 13 và 16, có nghĩa là, sau khoảng một năm.
Hệ số tương quan lúc đỉnh điểm là không quá cao (0,22), và chỉ có ý nghĩa cận biên
16
. Vấn đề này có thể là do thực tế là MPI chứa ít các dữ liệu tác động đến việc thay đổi
tỷ giá hối đoái hơn những dữ liệu khác, cả chỉ số giá nghịch. Ở Croatia, không có sự
giảm giá bất ngờ và do đó, các thuộc tính thay đổi giá đến biến động tỷ giá riêng là
khó khăn hơn. Thực hiện tương quan chéo cho RPI để củng cố ấn tượng trực quan
được truyền đạt trong Hình 3: Giá bán lẻ hầu như không bị ảnh hưởng bởi biến động
tỷ giá, mối tương quan thường xuyên thay đổi dấu hiệu, và hầu như không cao hơn
0.10 (trong điều kiện tuyệt đối).
14
Đối với một mô tả của các nguồn dữ liệu, xem phần C ở phụ lục.
15
Lưu ý rằng các Neer và tỷ giá hối đoái HRK / DEM vận hành trong một kiểu tương tự nhau. Điều này có thể là do thực tế là các đối tác
thương mại chính của Croatia chủ yếu là Euro / nước ERM cũ (Đức và Ý chiếm khoảng 20 phần trăm kim ngạch xuất khẩu và 20% kim
ngạch nhập khẩu), các đối tác thương mại lớn của Croatia chủ yếu là Euro / cựu nước ERM (Đức và Ý chiếm khoảng 20 phần trăm kim
ngạch xuất khẩu và 20% kim ngạch nhập khẩu), các Neer và HRK / DEM vận hành khá tương tự. Hơn nữa, "đô la hóa" tại Croatia là DEM

cơ bản, do vậy chúng tôi tập trung vào những gì theo tỷ giá hối đoái dựa vào Mác Đức.
16
Các đường ngang chỉ ra hai độ lệch chuẩn.
Trang 10
HIỆU ỨNG TÁC ĐỘNG TRUYỀN DẪN CỦA TỶ GIÁ VÀ CHÍNH SÁCH
TIỀN TỆ Ở CROATIA
Hình 3. Tỷ giá hối đoái và các chỉ số Giá (Log of levels)
B. Thuyết nhân quả của Granger
Trong phần này, cặp quan hệ nhân quả Granger (GC) kiểm định dựa trên chuỗi
thời gian đơn "bởi độ trễ" (tiêu chuẩn F-test) được cung cấp. Phần VA trình bày kiểm
định Wald-type GC trong ước tính VAR, có tính đến tất cả các độ trễ của biến tương
ứng. Hình thức đầu tiên của phân tích nhân quả (xem Bảng B2 trong phụ lục) cho
thấy bốn sự kiện thực nghiệm: đầu tiên, giả thuyết H
0
: không có quan hệ nhân quả
Granger liên tục từ sự thay đổi trong cung tiền (tiền mở rộng) (DM4) tới chênh lệch
đầu ra chắc chắn bị bác bỏ ở hầu hết các độ trễ. Điều này có thể được thể hiện như là
tranh luận của thuyết cầu truyền thống, trong đó tăng trưởng tiền tệ mạnh mẽ làm
tăng số dư thực tế và nguyên nhân cầu vượt quá cung. Thứ hai, những thay đổi trong
chỉ số giá bán lẻ (DRPI) giúp giải thích sự chênh lệch đầu ra. Thứ ba, và thậm chí
đáng ngạc nhiên hơn, giả thuyết cho rằng chênh lệch đầu ra không có quan hệ nhân
quả Granger sinh ra chỉ số giá nguyên liệu thô tính bằng HWWA bị bác bỏ mạnh mẽ.
Chúng tôi không đưa ra bất kỳ lời giải thích cho hiện tượng thống kê này và giải
thích nó một cách không thích đáng. Và cuối cùng, tương tự chỉ số nguyên liệu thô có
vẻ "dẫn dắt" chỉ số giá sản xuất. Kết quả này phù hợp với chuỗi phân phối mô hình
lựa chọn một cách hợp lý cho việc cấu trúc đệ quy của mô hình thực nghiệm: dự tính
trật tự {DHWWA - ► HPOGAP - ► DKDAV - ► DMPI - ► DRPI - ► DM4}
không gặp phải sự phản đối mạnh từ thực nghiệm. Ở một độ trễ, chỉ giả thuyết cho
rằng DKDAV dẫn dắt DM4 bị bác bỏ tại mức % 5. Thử nghiệm với một thứ tự khác
Trang 11

HIỆU ỨNG TÁC ĐỘNG TRUYỀN DẪN CỦA TỶ GIÁ VÀ CHÍNH SÁCH
TIỀN TỆ Ở CROATIA
(nhóm DM4 trước hoặc sau HPOGAP) không làm thay đổi đáng kể đến kết quả. Lưu
ý rằng sự thay đổi trong tỷ giá hối đoái "dẫn dắt" lạm phát MPI chỉ có ý nghĩa ở 3 độ
trễ và RPI chứ không có ý nghĩa trên tất cả.
C. Tính dừng
Trong phần này, thứ tự của sự tương tác dữ liệu được điều tra. Để ước lượng
VAR không hạn chế
17
, chuỗi thời gian sử dụng được giả định là có tính dừng. Bảng
B2 (trong phụ lục) trình bày các đặc tính. Hai loại tiêu chuẩn của các kiểm định
nghiệm đơn vị được áp dụng, đó là kiểm định tăng cường Dickey-Fuller (ADF), và
Phillips-Perron (PP).
18
Các kiểm định này được thực hiện trong giai đoạn bắt đầu từ
tháng Giêng năm 1994 (với ngoại lệ của tổng tiền tệ M4, trong đó chỉ có sẵn từ
1994:6) cho đến 2001:05 (nếu có). Đối với dạng kiểm định này, giả thuyết H0 (null
hypothesis) của nghiệm đơn vị (UR) được kiểm định chống lại sự thay đổi của tính
dừng.
19
Có thể thấy rằng về nguyên tắc tất cả các biến lãi suất là không dừng ở các
mức, nhưng dừng trong những khác biệt đầu tiên. Hai trường hợp ngoại lệ là RPI và
sản xuất công nghiệp (IP)/chênh lệch GDP (output gap). Nó chỉ ra một bất ngờ nhỏ
là một chuỗi thời gian theo mức giá có thể được coi có tính dừng, cho thấy hầu hết
các bằng chứng thực nghiệm từ các quốc gia chỉ ra thứ tự cao hơn của tính đồng liên
kết, gồm cả khả năng không dừng của tỷ lệ lạm phát, tức là, sai phân bậc nhất
20
. Ấn
tượng trực quan ban đầu của xu hướng tính dừng được xác nhận bởi một thực tế là,
nếu các kiểm nghiệm UR không tính đến xu hướng thời gian, tính dừng bị loại bỏ.

Các chuỗi dữ liệu sản xuất công nghiệp chính nó không thể hiện xu hướng mạnh mẽ
và cũng như thế với chênh lệch sản lượng GDP (output gap) xem hình A2 trong phụ
lục
Trong phần đầu của cuộc điều tra thực nghiệm, các VAR đệ quy, chuỗi sẽ
được hàm chứa trong sai phân bậc nhất ngoại trừ chênh lệch sản lượng. Các VAR
đồng liên kết sử dụng chỉ có ba chuỗi thời gian (tỷ giá hối đoái và cả hai chỉ số giá,
tất cả các mức độ)
17
nghĩa là không có những hạn chế đồng liên kết dài hạn.
18
thử nghiệm ADF dựa trên Dickey và Fuller (1979) tăng các thử nghiệm DF tiêu chuẩn bằng cách thêm các độ trễ kỳ để tính cho tự tương
quan dư cao hơn. Các thử nghiệm PP, dựa trên Phillips và Perron (1988), được áp dụng điều chỉnh phi tham số để t-statistic của hệ số trong
quá trình ước lượng AR (1).
19
Điều này cho thấy tiềm năng xuất hiện của 1 (2) xu hướng, kiểm định nên bắt đầu với sự khác biệt đầu tiên, và sau đó tiến hành kiểm tra
các biến trong các cấp để đảm bảo một chuỗi thử nghiệm thống kê chính xác, Banerjee và các cộng sự. (1993), trang 119s. Cho rằng kiểm
tra trực quan đã không chỉ ra sự xuất hiện của 1 (2) xu hướng, chúng ta bị hạn chế từ thực tiễn này.
20
Xem Juselius (1999), người phân tích chỉ số giá tích hợp bậc 2, hoặc 1 (2).
Trang 12
HIỆU ỨNG TÁC ĐỘNG TRUYỀN DẪN CỦA TỶ GIÁ VÀ CHÍNH SÁCH
TIỀN TỆ Ở CROATIA
V. Phân tích thực nghiêm
Trong phần này, tác giả trình bày các mô hình và những kết quả từ mô hình VAR dữ
liệu dừng và VAR dữ liệu không dừng, đồng liên kết.
A. Phương pháp đệ quy
Thiết lập
Sau McCarthy (2000), tác giả đưa ra giả định một trật tự đệ quy, theo đó những
cú sốc về phía cung (xấp xỉ bằng chỉ số giá hàng hóa HWWA) và cú sốc về phía cầu
(được đo lường bằng chênh lệch giữa sản lượng thực tế và sản lượng tiềm năng) là

biến ngoại sinh đối với cú sốc tỷ giá trong thời gian t. Chúng được xác định trong từng
giai đoạn bằng kỳ vọng của các giai đoạn trước và sai số,
Trong đó là lạm phát trong giá cả hàng hóa thế giới, y đo lường chênh lệch
giữa sản lượng thực tế và sản lượng tiềm năng, sự thay đổi trong tỷ giá hối đoái, và
là những cú sốc tương ứng trong từng giai đoạn.Những cú sốc tỷ giá này dẫn đến lạm
phát trong nước, trước tiên là ở cấp độ nhà sản xuất, sau đó là cấp độ người bán lẻ.
Những khác biệt chính với phần trên là tác giả không có một biện pháp đo lường
giá nhập khẩu do thiếu dữ liệu, và tác giả không mô hình hóa một cách rõ ràng hành
vi của ngân hàng trung ương. Croatia là một nền kinh tế nhỏ không có ảnh hưởng
đáng kể trên thị trường thế giới, tác giả hy vọng sự truyền dẫn tỷ giá vào giá nhập
khẩu sẽ có tác động hoàn hảo trong một thời gian ngắn. McCarthy thêm hai biến, lãi
suất và tốc độ tăng trưởng cung tiền, phản ánh nhu cầu tiền. Trong nghiên cứu này,
biến lãi suất không được đưa vào, vì thị trường tiền tệ của Croatia không hiệu quả,
nghĩa là lãi suất không phản ánh được hành vi của thị trường. Biến tốc độ tăng trưởng
của cung tiền được đưa vào một cách không đúng tiêu chuẩn, vì cấu trúc đặc biệt của
cung tiền tại Croatian, do sự đô la hóacao. Lượng cung tiền được xác định bằng M4,
phản ánh hành vi của ngân hàng trung ương (M0/M1) cũng như quyết định của khu
vực tư nhân, cả hai đều được cho là phù hợp với những biến kể trên:
Bắt đầu từ một hàm số được biểu diễn bởi một tập hợp các phương trình tuyến
tính mở rộng
Trang 13
HIỆU ỨNG TÁC ĐỘNG TRUYỀN DẪN CỦA TỶ GIÁ VÀ CHÍNH SÁCH
TIỀN TỆ Ở CROATIA
Trong đó là một vecto với số chiều p = 6 bao gồm những biến về lãi suất, mô
tả các mối quan hệ đồng thời giữa các biến, A(L) là một ma trận đại số cấp hữu hạn
với độ trễ L,ε
t
là một vector biến nhiễu có cấu trúc, lấy từ các phương trình mô tả hệ
thống (xem ở trên) với ma trận hiệp phương sai. Những phần tử nằm ngoài đường
chéocủa ma trận B khác không thể hiện rằng những cú sốc ảnh hưởng đến nhiều hơn 1

biến. Và mô hình cấu trúc không thể quan sát được. Theo điều kiện cần (A
0
khả
nghịch), tác giả biểu diễn quá trình tự hồi quy X
t
p chiều theo cách sau (hình thức cắt
giảm):
Trong đó, vector số dư của mô hình VAR có phân phối chuẩn tắc với ma trận
phương sai – hiệp phương sai (VCV) . Từ đó, tác giả có thể thấy được mối quan hệ
giữa ma trận phương sai – hiệp phương sai (VCV) (không quan sát được) và (quan
sát được):
Trong mẫu, giả định là . A, B bị giới hạn. Theo phân tích
Cholesky, ban đầu được đề xuất bởi Sims (1980), là phương pháp nổi tiếng nhất (và
Mc Carthy cũng áp dụng phân tích này (2000)). Theo phương pháp này, ma trận A
được giả định là ma trận có những phần tử nằm phía trên đường chéo chính bằng 0 ,
ma trận B được giả định là ma trận đường chéo:
Trong phần này, việc xác định những cú sốc phụ thuộc vào trật tự biến. Việc áp
đặt phương pháp đệ quy đã bị chỉ trích trong các tài liệu. Thật vậy, một cấu trúc đệ
quy hàm ý rằng "mức độ nội sinh" tăng dọc theo trật tự biến. Trong trường hợp
này,lập luận chống lại Cholesky có thể được bị lật lại: mô hình sản xuất và mô hình
đầu vào bị hạn chế rõ ràng là phù hợp với kiểu cấu trúc này.
Sau khi mô hình đệ quy được ước lượng, một số kiểm định được thực hiện.
Phân tích phương sai thể hiện rằng mỗi biến tỷ lệ sai số dự báo của phương sai được
tạo ra từ những cú sốc của chính nó và những cú sốc từ các biến số khác (ngược
hướng). Hàm phản ứng xung cho thấy phản ứng của mỗi biến đối với một xung lực
của sự đổi mới. Hàm phản ứng xung của MPI và RPI đối với tỷ giá hối đoái sẽ cung
cấp các ước tính về vai trò quan trọng của tỷ giá hối đoái đối với lạm phát trong nước
ở các giai đoạn khác nhau. Như đã được đề cập ở trên, mô hình VAR ngụ ý rằng
Trang 14
HIỆU ỨNG TÁC ĐỘNG TRUYỀN DẪN CỦA TỶ GIÁ VÀ CHÍNH SÁCH

TIỀN TỆ Ở CROATIA
những mối tương quan đồng thời được phản ánh thông qua sự tương quan của những
phần dư trong các phương trình. Phương pháp Cholesky cho giá trị 0 cho sự tương
quan phần dư giữa biến được cho và các biến khác trong trật tự sắp xếp.
Kết quả
Mô hình VAR ở sai phân bật nhất được ước lượng với ba độ trễ, giải thích cho
những những biến nhiễu hiện tại được quan sát hàng tháng so với những quan sát
hàng quý. 6*3 =18 nghiệm được tính toán cho đa thức đặc trưng nằm trong vòng tròn
đơn vị, do đó hệ thống ổn định. Theo kiểm tra trực quan, phần dư của hầu hết tất cả
chuỗi đều nằm ngoài giá trị có ý nghĩa thống kê, do đó, chúng không có phân phối
chuẩn tắc. Để kiểm tra xem dữ liệucó sai số nhiễu trắng hay không, tác giả kiểm định
mối tương quanđa biến giữacác số dư. Sử dụng kiểm định Lagrange đa biến (có phân
phối chi bình phương , giả thuyết: không có sự tự tương quan không bị bác bỏ ở mức
ý nghĩa 10% với mọi độ trễ < 10, ngoại trừ độ trễ 6 (có ý nghĩa thống kê tại mức 10%,
nhưng không có ý nghĩa thống kê tại mức 5%). Bảng 2 trình bày những kiểm định
chuẩn đoán đơn vị. Vì sự bất thường của chỉ số giá, kiểm định đa biến bị bác bỏ ở
mức 5%. Bảng 3 trình bày ma trận tương quan phần dư. Những phần tử ngoài đường
chéo gần bằng 0, như vậy mô hình VAR không có sự tương quan đồng thời.
Table 2.DiagnosticTests.
Time series Skewness (prob.) Kurtosis (prob.) JB (prob.)
DHWWA -0.064 (0.82) 1.634 (0.01) 5.965 (0.05)
HPOGAP -0.387 (0.17) 2.046 (0.09) 4.781 (0.09)
DKDAV 0.053 (0.85) 3.811 (0.15) 2.120 (0.35)
DMPI 0.929 (0.00) 4.393 (0.02) 17.08 (0.00)
DRPI 0.868 (0.01) 3.631 (0.26) 10.81 (0.01)
DM4 0.357 (0.20) 2.185 (0.15) 3.723 (0.16)
Lưu ý:chuỗi dữ liệu là log ước lượng bậc 1 ngoại trừ chênh lệch sản lượng. Độ gù và
độ lệch của một phân phối bình thường tương ứng là 0 và 3. Theo giá trị rỗng (null)
của kiểm tra Jarque-Bera thường được phân phối như chi bình phương X
2

với bậc tự
do là 2.
Kiểm tra quan hệ nhân quả Granger, được thực hiện dựa trên ước lượng VAR
(xem Bảng B4 trong phụ lục), khẳng định những đánh giá sơ bộ ở trên. Thay đổi trong
lượng tiền lưu thông ảnh hưởng đến chênh lệch giữa sản lượng tiềm năng và sản
lượng thực tế, giá nguyên liệu ảnh hưởng đến MPI, nhưng không ảnh hưởng tới RPI,
và loại trừ tỷ giá hối giữa đồng kuna/mark Đức như một "nguyên nhân" cho mức giá
không thể bị bác bỏ theo những quy ước.
Tác giả bắt đầu phân tích phương sai và hàm phản ứng xung cho mô hình VAR
được ước lượng. Trong khi các vi phạm trước đây sự thay đổi trong một biến nội sinh
xuống đến (downstream) các cú sốc thành phần cho các biến nội sinh trong các VAR,
hàm phản ứng xung phản ánh tác động của một cú sốc đến một biến nội sinh trên các
Trang 15
HIỆU ỨNG TÁC ĐỘNG TRUYỀN DẪN CỦA TỶ GIÁ VÀ CHÍNH SÁCH
TIỀN TỆ Ở CROATIA
biến khác thông qua cấu trúc động của VAR. Phân tích phương sai của những thay đổi
trong tỷ giá hối đoái và chỉ số giá qua 10 thời kì được thể hiện trong hình A4-A6.
Nhìn chung, phương sai của tất cả ba biến chủ yếu được giải thích bởi sự đổi mới của
chúng trong tất cả thời kỳ. So sánh hai chỉ số giá, cần lưu ý rằng sự thay đổi trong
MPI đến một mức độ nào có thể dẫn đến sự thay đổi trong chỉ số giá nguyên liệu và tỷ
giá hối đoái. Thay đổi trong tỷ giácũng có tác động trở lại sự biến động MPI. Trong
trường hợp RPI, tầm quan trọng của các đổi mới khác là không đáng kể. Điều này
nhấn mạnh rằng chỉ số giá trung gian ở một mức độ nào đó đã bị ảnh hưởng bởi việc
thay đổi tỷ giá hối đoái trong khi chỉ số giá bán lẻ định hướng theo khách hàng không
phản ứng với các yếu tố bên ngoài.
Hàm phản ứng xung được trình bày trong hình A7 và A8. Hình đầu tiên thể
hiện sự thay đổi trong tỷ giá, lạm pháttrong sản xuất và lạm phát trong bán lẻ đối với
sự đổi mới một độ lệch chuẩn. Phản ứng hầu như không có ý nghĩa đối với bất kỳ cặp
biến nào. Việc thiếu ý nghĩa (về mặt thống kê) là do ba lý do chính: thứ nhất, các quan
sát chỉ kéo dài trong bảy năm. Thứ hai, những quan sát theo hàng tháng và do đó các

quan sát có tỷ lệ tín hiệu nhiễu cao. Thứ ba, sự biến động thấp trong dữ liệu, đặc biệt
là tỷ giá hối đoái, làm giảm độ chính xác ước lượng. Trong hình A7, MPI phản ứng
tích cực nhưng không có ý nghĩa đối với một cú sốc tỷ giá hối đoái. RPI hầu như
không phản ứng với những thay đổi trong tỷ giá hối đoái. Mức độ phản ứng với một
sự nhiễu trong ước lượng bậc 1 (hình A8) cung cấp cái nhìn sâu sắc hơn: hiệu ứng
riêng có ý nghĩa trong toàn bộ thời gian cho tất cả các biến , và mức độ ảnh hưởng rõ
ràng ( nhưng hầu như không có ý nghĩa) có thể được nhìn thấy trong MPI , không phải
trong RPI. Một lần nữa khẳng định tỷ giá hối đoái có ảnh hưởng lâu dài đến giá sản
xuất. Sự phát triển ngắn hạn của RPI dường như được thúc đẩy bởi các biến không
theo mô hình hiện tại
Mặc dù những kết quả này không khẳng định được những ảnh hưởng trong
ngắn hạn của hiệu ứng truyền dẫn vì thiếu ý nghĩa thống kê, nhưng những kết quả này
khá tương đương với kết quả trong một thiết lập tương tự chochế độ tỷ giá thả nổi tự
do của các nước phát triển của McCarthy ( 2000). Theo đó, giá nhập khẩu có một tác
động đáng kể đến việc đo lường mức giá, tuy nhiên tỷ giá thì không ảnh hưởng. Kết
quả này không được kiểm định lại trong nghiên cứu này cho rằng một chỉ số như vậy
là không có ở Croatia. Sự thiếu ý nghĩa của hiệu ứng truyền dẫn ở giai đoạn thứ hai có
thể được giải thích bởi những lý do gián tiếp của các hạn chế đề cập ở trên: giá cả thị
trường, nhưng cũng như hạn chế về thể chế, chẳng hạn như cơ chế quản lí giá, việc
làm giảm tác động của sự thay đổi tỷ giá hối đoái. Thông tin hạn chế có trong các kết
quả trên gợi ra một cách tiếp cận khác, cần tính đến cấp độ thông tin hiện tại trong dữ
liệu.
Trong phần tiếp theo, chúng tôi sẽ tập trung vào mối quan hệ dài hạn giữa tỷ
giá và chỉ số giá cuối cùng, trong trường hợp này là chỉ số giá bán lẻ
B. Mô hình Var đồng liên kết
Trang 16
HIỆU ỨNG TÁC ĐỘNG TRUYỀN DẪN CỦA TỶ GIÁ VÀ CHÍNH SÁCH
TIỀN TỆ Ở CROATIA
Phương pháp VAR đồng liên kết có thể làm tăng thêm giá trị của thông tin vì
ba lý do sau:

- Thứ nhất, tính đồng liên kết là bất biến khi mở rộng phạm vi nghiên cứu, nếu
chuỗi thời gian không dừng xuất hiện đồng liên kết trong mô hình nhỏ, thì cũng xuất
hiện trong mô hình lớn hơn
1
. Điều này cho phép sự ước tính của mô hình về tỷ giá và
chỉ số giá sẽ cho kết quả chính xác hơn về các hệ số ước tính.
- Thứ hai, cấu trúc lý thuyết phong phú hơn cho phép áp đặt các giới hạn lên các
chuỗi ngắn hạn và dài hạn để phân tích cả hai loại mô hình động.
- Thứ ba,vấn đề về thuyết nhân quả của Granger sẽ được phân tích theo khuôn
khổ trực tiếp hơn. Kết quả của thuyết nhân quả được mong đợi sẽ khác so với phần
trên vì chỉ có 3 yếu tố (KDAV, MPI, RPI) được đưa vào mô hình.
Phương pháp kiểm nghiệm thông số sai lệch đa biến đã chỉ ra rằng khi ước
lượng với ba độ trễ trên trong phương pháp Var đồng liên kết giữa 3 biến có tự tương
quan ở độ trễ 1 có ý nghĩa ở mức 5%, nhưng không có ý nghĩa ở độ trễ bốn. Hệ thống
nhỏ nhất không chứa tự tương quan phần dư bao gồm 4 độ trễ và cho phép những
đánh giá sơ bộ của chuỗi thời gian đơn mà đã được mô phỏng tại bảng 3
Bảng 3. Thử nghiệm sơ bộ
Lưu ý: r là hạng liên kết, p là số biến (3), và dgf là bậc độ tự do. Mục chỉ
χ
2
thử nghiệm thống kê, một giá trị cao hơn 95% giá trị tới hạn (
χ
2 (dgf)), biến loại bỏ
vô giá trị, được in đậm.
Tất cả chuỗi thời gian là cơ sở đối với hệ thống được ước lượng và tính dừng bị
loại bỏ. Những thử nghiệm trên những chuỗi riêng lẻ chỉ ra rằng trong mô hình nhỏ
hơn, không thể loại bỏ yếu tố ngoại lai cho tất cả các chọn lựa hạng liên kết r dù nó có
tác động yếu đến chỉ số giá trung gian MPI. Cho nên, đồng liên kết Var được ước
lượng dựa trên yếu tố ngoại lai của MPI.
1 Xu hướng phân tích phổ biến, tuy nhiên có thể khác biệt đáng kể

Trang 17
HIỆU ỨNG TÁC ĐỘNG TRUYỀN DẪN CỦA TỶ GIÁ VÀ CHÍNH SÁCH
TIỀN TỆ Ở CROATIA
Thiết lập mô hình:
Mô hình VAR đồng liên kết có thể được trình bày dưới mẫu đã chỉnh sửa (ECM)
như sau:
∑
−
=
−−
+++Φ+∆Γ+Π=∆
1
1
1011
k
i
tttitt
tDXXX
εµµ
Trong đó : X
t
là chuỗi hồi qui với p chiều
k là độ dài của độ trễ
ε
t
là biến nhiễu với mức ý nghĩa zero và phương sai
Ω
∑
+=
Π=Π

k
ij
i
1
, và D
t
chứa đựng những biến giả thời vụ và có sự can thiệp
Phân tích mô hình để tìm ra hệ số
α
,
β

của mô hình, trong đó
β
là hệ số ước lượng
và
α
là

hệ số điều chỉnh của mô hình.
Kết quả
Kiểm định vết ma trân (Trace Statistic)
27
do Johansen đưa ra để kiểm tra hạng
của đồng liên kết được thể hiện trong bảng 4
Giả thuyết r = 0 là bị bác bỏ mạnh mẽ, trong khi giả thuyết thứ hai thì không
bị bác bỏ. Hơn thế nữa kết quả r = 1 cũng có được bằng cách ước lượng hệ số điều
chỉnh α,nó đã chỉ ra rằng với mức điều chỉnh ý nghĩa cũng chỉ có một vecto đồng
liên kết. Ngoài ra giá trị riêng của ma trận bạn cũng chỉ ra rằng r = 1,
28

Trong phân
2
28
Trong ma trận bạn, các giá trị riêng gần nhau để đồng nhất đến (p-r) xu hướng ngẫu nhiên
còn lại của hệ thống.Trong trường hợp hiện tại, chúng ta thấy giá trị riêng không giới hạn cao
nhất tại 0.96 và 0.75 trong khi r=1 không còn giá trị riêng gần với vòng tròn đơn vị, điều đó
cho thấy rằng không có xu hướng tĩnh nữa.
Trang 18
HIỆU ỨNG TÁC ĐỘNG TRUYỀN DẪN CỦA TỶ GIÁ VÀ CHÍNH SÁCH
TIỀN TỆ Ở CROATIA
tích còn lại, do đó chúng tôi sẽ giả định có một vecto đồng liên kết. Bảng 5 cho ước
lượng không giới hạn đồng liên kết về mối quan hệ giữa β và hệ số điều chỉnh α,
chuẩn hóa trên RPI.
3
Cho dễ giải thích, chúng ta có thể viết lại các mối quan hệ cân bằng trong dài hạn
như:
RPI = 0.327 KDAV + 0,404 MPI+ 0,001 t.
Như vậy , chỉ số giá bán lẻ di chuyển cùng chiều với tỷ giá hối đoái và MPI
theo thời gian, càng về sau có ảnh hưởng càng lớn hơn. Hệ số KDAV có thể được
hiểu như hệ số trung gian dài hạn, cho thấy rằng nó giảm 10 % mức giá bán lẻ tăng
lên 3,3. Điều này không thể được coi là một quy tắc vì kết quả này không được đo
bằng tham số “sâu”-theo Lucas - từ một mô hình cấu trúc. Nó cho thấy mức ý nghĩa
của biến trung gian cao hơn so với ở các nước có mức độ đôla hóa thấp hơn
30
. Tuy
nhiên, kích thước của nó không phù hợp với các chỉ số phổ biến của tiền lương và
giá cả, nó thường được khai báo bằng các quan sát ngẫu nhiên. Mặt khác, chỉ số giá
sản xuất có hệ số trong dài hạn khoảng 0,4, cho thấy rằng 40 % thay đổi trong MPI
làm tăng RPI. Hệ số điều chỉnh đáng kể cho RPI có dấu hiệu chính xác Tuy nhiên đó
cũng là tỷ giá hối đoái được điều chỉnh đáng kể đến mất cân bằng. Điều này phù hợp

với quan điểm nêu trên rằng tỷ giá hối đoái là yếu tố nội sinh đến chính sách tiền tệ
của Croatia, tức là một phần của quản lý không thả nổi.
VI. Kết luận
Bài viết này tập trung vào hiệu ứng truyền dẫn tỷ giá ở Croatia , tức là mức độ
tác động của tỷ giá hối đoái đến chỉ số giá nội địa. Đo lường hiệu ứng truyền dẫn có
3
29
Giá trị T để hiệu chỉnh hệ số là trong dấu ngoặc.Hệ số ước lượng β không có giá trị T, vì
phương pháp này không có ý nghĩa kinh tế lượng.Hệ số tương quan sẽ có ý nghĩa khi các
biến bỏ xót và các biến liên kết từ phương pháp có kết quả bác bỏ tại 1% với mức độ giới
hạn tương ứng của vectoβ.
Trang 19
HIỆU ỨNG TÁC ĐỘNG TRUYỀN DẪN CỦA TỶ GIÁ VÀ CHÍNH SÁCH
TIỀN TỆ Ở CROATIA
vai trò quan trọng vì nhiều nguyên nhân. Cơ quan tiền tệ có xu hướng xem tỷ giá hối
đoái như một trong những kênh quan trọng của cơ chế lan truyền tiền tệ . Đặc biệt đối
với nền kinh tế nhỏ mở cửa, chẳng hạn như Croatia , nó là vô cùng thích hợp cho các
nhà hoạch định chính sách để đánh giá mức độ lạm phát trong nước bị ảnh hưởng bởi
tỷ giá hối đoái . Hiệu ứng truyền lớn, nếu kết hợp với chỉ số giá và tiền lương (“đô la
hóa thực”), sẽ là một trở ngại nghiêm trọng về hiệu quả của chính sách tiền tệ và đòi
hỏi một sự tập trung đặc biệt vào tỷ giá hối đoái . Việc thực hiện chính sách tiền tệ
trong Croatia , có thể được mô tả như là "theo đuổi mục tiêu tỷ giá nghiêm ngặt " , có
vẻ là dựa trên giả định này .
Bài viết đánh giá hiệu ứng truyền dẫn sử dụng hai phương pháp khác nhau .
Đầu tiên là phương pháp cố định, sử dụng hệ quy chiếu vector ( VAR ), nơi những cú
sốc tỷ giá hối đoái được đưa vào chỉ số giá sản xuất và chỉ số giá bán lẻ . Ban đầu chỉ
số giá trung bình đáp ứng hoạt động tỷ giá hối đoái cũng như chỉ số giá hàng hóa, chỉ
số giá bán lẻ thì không. Mặc dù thiếu chỉ số giá nhập khẩu có thể ảnh hưởng đến độ
chính xác của các ước tính cho Croatia , bằng chứng này là phù hợp với những gì
McCarthy (2000 ) nhận thấy đối với hầu hết các nền kinh tế tiên tiến . Phương pháp

thứ hai là một VAR liên kết, nơi mà các thông tin chứa trong các dữ liệu cố định được
khai thác đầy đủ .
Tập trung vào dài hạn, một kết quả rõ ràng hơn xuất hiện. Hiệu ứng truyền dẫn
từ tỷ giá hối đoái đến chỉ số giá trung bình là không thể đạt được, tuy nhiên hiệu ứng
truyền dẫn có khả năng đạt được 0.3 so với chỉ số giá bán lẻ. Sự khác biệt trong chất
lượng kết quả thực tế do định nghĩa cấu trúc hiệu ứng truyền dẫn hơn là sự thay đổi
thường xuyên trong tỷ giá hối đoái, trong khi các cách tiếp cận hiệu ứng truyền dẫn
khác có thể coi như là một mô hình của kinh tế vĩ mô, không nhất thất phải cho ra một
nguyên nhân giải thích Theo ý nghĩa này, các phương pháp tiếp cận đệ quy là đòi hỏi
nhiều hơn . Trong mọi trường hợp , các hệ số ước lượng khó có thể được coi là bằng
chứng của khuếch tán lập chỉ số tỷ giá hối đoái của giá cả và tiền lương.
Có nhiều lý do để thận trọng trong việc giải thích các kết quả . Thứ nhất, sự
hiện diện lớn của chi phí quản lý và kiểm soát có thể làm giảm đáp ứng của giá tiêu
dùng trong quá khứ. Tuy nhiên , khi giá được tự do hóa dần dần, hiệu ứng truyền dẫn
là ràng buộc để tăng . Thứ hai , sự thay đổi của tỷ giá hối đoái trong giai đoạn mẫu là
rất thấp. Tự bản thân nó gây khó khăn trong việc xác định mối quan hệ ý nghĩa thống
kê với các biến số khác . Quan trọng hơn , mặc dù hiệu ứng truyền dẫn có thể không
được dự kiến sẽ vẫn giữ nguyên điều kiện khác nhau . Không có đảm bảo rằng , khi tỷ
giá hối đoái có sự thay đổi rõ nét hơn, nền kinh tế sẽ phản ứng theo cùng một cách.
Nếu việc chuyển đổi sang một chế độ mới không đáp ứng được số đông, biến động tỷ
giá lớn hơn có thể dễ dàng làm mất ổn định mong đợi.
Tóm lại , tất cả những kết quả này dường như khuyến khích một sự thay đổi
dần dần đi từ chính sách trước đây của tỷ giá hối đoái hướng đến một mục tiêu
nghiêm ngặt. Mặc dù các ghi chú cảnh báo nêu trên, xác nhận kết quả rằng Croatia là
một nền kinh tế bị khó bị đô la hóa hoàn toàn , và chỉ số giá tỷ giá hối đoái đã được
Trang 20
HIỆU ỨNG TÁC ĐỘNG TRUYỀN DẪN CỦA TỶ GIÁ VÀ CHÍNH SÁCH
TIỀN TỆ Ở CROATIA
giới hạn trong quá khứ. Từ năm 1994, thông qua một lịch sử của lạm phát thấp, CNB
đã thiết lập các thông tin mạnh mẽ và pháp luật ngân hàng trung ương mới đã được

công nhận hoàn toàn độc lập và tập trung chủ yếu vào lạm phát. Giám sát, cải thiện
các quy định điều chỉnh an toàn để đám bảo rằng rủi ro tiền tệ hoàn toàn được kiểm
soát bởi ngân hàng và hệ thống tài chính đang trở nên khó bị tổn thương . Sự phát
triển của thị trường tài chính cung cấp ngày càng nhiều các công cụ phòng vệ trước
rủi ro tiền tệ . Kết quả là , hiệu ứng cân bằng trở nên ít quan trọng, tác động của chính
sách tiền tệ mạnh mẽ hơn.
Tuy nhiên, những nghiên cứu của bài báo này không được hiểu là ủng hộ cho
sự thay đổi chính sách. Các nhà hoạc định chính sách cần nghiên cứu thêm để đánh
giá đầy đủ các lựa chọn thay thế phải đối mặt. Những thành công trong quá khứ của
chính sách tiền tệ đối với giảm lạm phát và tăng cường sức mạnh hệ thống tài chính
trong việc kiểm soát tốc độc thay đổi tỷ giá hối đoái cần được trao đổi và xem xét.
Trang 21