Tác động của dẫn truyền tỷ giá trực tiếp giữa USD và VND tới lạm phát ở Việt Nam: Một nghiên cứu dựa vào mô hình Var

Nội dung text: Tác động của dẫn truyền tỷ giá trực tiếp giữa USD và VND tới lạm phát ở Việt Nam: Một nghiên cứu dựa vào mô hình Var

1. TÁC ĐỘNG CỦA DẪN TRUYỀN TỶ GIÁ TRỰC TIẾP GIỮA USD VÀ VND TỚI LẠM PHÁT Ở VIỆT NAM: MỘT NGHIÊN CỨU DỰA VÀO MÔ HÌNH VAR TS. Nguyễn Phúc Hiền1 Tóm tắt Bài viết này nghiên cứu tác động của truyền dẫn tỷ giá trực tiếp USD/VND lên chỉ số giá nhập khẩu, chỉ số giá sản xuất và chỉ số giá tiêu dùng ở Việt Nam trong một thập kỷ qua (2005 - 2015) bằng việc sử dụng mô hình vecto tự hồi quy - VAR với số liệu theo quý. Kết quả nghiên cứu chỉ ra rằng tỷ giá USD/VND tác động đến cả ba chỉ số giá nêu trên và theo cấp độ giảm dần. Từ khóa: tỷ giá, lạm phát, mô hình VAR, truyền dẫn tỷ giá 1. Mở đầu Bất kỳ một quốc gia nào cũng luôn luôn tìm cách để đạt được hai mục tiêu lớn của nền kinh tế: cân bằng bên trong (sản lượng, việc làm và ổn định lạm phát) và mục tiêu bên ngoài (cân bằng cán cân và ổn định tỷ giá). Đối với những quốc gia có nền kinh tế nhỏ và mở, đang trong quá trình hội nhập với nền kinh tế thế giới và coi xuất khẩu là động lực tăng trưởng kinh tế như Việt Nam thì hai biến số lạm phát và tỷ giá hối đoái có ý nghĩa vô cùng quan trọng. Từ năm 2005 – 2015, nền kinh tế Việt Nam đã trải qua những thăng trầm do nội tại nền kinh tế và tác động của cuộc khủng hoảng kinh tế thế giới. Tỷ giá hối đoái biến động, lạm phát tăng cao đạt đỉnh 23% năm 2008 và 18,23% năm 2011 và giảm xuống mức thấp 0,63% năm 2015, tăng trưởng kinh tế chậm lại. Vì vậy, nó trở thành chủ đề nghiên cứu của nhiều học giả, nhà kinh tế. Tuy nhiên, các nghiên cứu chỉ dừng lại ở định tính và định lượng những khía cạnh khác nhau của tác động tỷ giá đến lạm phát. Hơn nữa, thời gian các nghiên cứu cũng khác nhau nên kết quả cũng có phần khác nhau về giải thích sự tác động của tỷ giá đến lạm phát ở Việt Nam. Liệu có hay không sự tác động của tỷ giá đến lạm phát ở Việt Nam trong 10 năm qua? Và mức độ tác động của nó như thế nào. Để trả lời cho câu hỏi này bài viết sẽ nghiên cứu sự truyền dẫn tỷ giá USD/VND đến chỉ số giá nhập khẩu, chỉ số giá sản xuất và chỉ số giá tiêu dùng bằng việc sử dụng mô hình vecto tự hồi quy (VAR) với số liệu theo quý từ qúy I/2005 đến quý IV/2015. 1 Trường Đại học Ngoại thương. Email: phuchienth@gmail.com 146
2. Bài viết được cấu trúc làm 6 phần: sau phần mở đầu là phần tổng hợp về tỷ giá và lạm phát; phần 3 trình bày về biến động tỷ giá và lạm phát ở Việt Nam giai đoạn 2005 - 2015; phần 4 nghiên cứu thực nghiệm tác động của tỷ giá USD/VND lên lạm phát bằng việc sử dụng mô hình VAR với số liệu theo quý; phần 5 chỉ ra những hạn chế của nghiên cứu và phần cuối là kết luận cùng những kiến nghị về chính sách. 2. Tỷ giá và lạm phát Tỷ giá hối đoái và lạm phát có mối quan hệ hai chiều chặt chẽ với nhau. Tỷ giá hối đoái tác động đến lạm phát thông qua việc “dẫn truyền tỷ giá” đến giá cả hàng nhập khẩu, giá cả hàng sản xuất và giá cả hàng tiêu dùng. Ngược lại, lạm phát cũng tác động đến tỷ giá. Khi lạm phát cao sẽ làm cho giá cả hàng hóa trong nước trở nên đắt hơn trên thị trường nước ngoài, làm giảm xuất khẩu và tăng nhập khẩu dẫn đến áp lực tăng tỷ giá và đồng nội tệ mất giá. Theo Bhagwati (1991), thuật ngữ “dẫn truyền tỷ giá lần đầu tiên được sử dụng trong ngôn ngữ kinh tế bởi Stephen Magee (1973) trong bài báo của mình khi giải thích sự tác động của giảm giá tiền tệ. Từ đó, thuật ngữ này được sử dụng rộng rãi trong kinh tế. Khi nhắc đến thuật ngữ này, người ta muốn đề cập đến mức độ tác động của tỷ giá hối đoái đến giá cả liên quan như: giá xuất khẩu, giá nhập khẩu và giá tiêu dùng trong nước. Khái niệm truyền dẫn tỷ giá hối đoái cũng được hiểu rộng hơn là “sự tác động của cú sốc tỷ giá vào trong các chỉ số giá, bao gồm chỉ số giá nhập khẩu, chỉ số giá sản xuất và chỉ số giá tiêu dùng” (Lian, 2006 và Nkunde Mwase, 2006). Cách hiểu này được sử dụng nhiều trong những nghiên cứu của các nước đang phát triển Mức độ và tốc độ dẫn truyền tỷ giá còn phụ thuộc vào nhiều yếu tố như cấu trúc thị trường, mức độ ổn định trong công tác điều hành chính sách, môi trường lạm phát nói chung, các kênh phân phối hàng hóa thương mại và phi thương mại cũng như tỷ trọng của các nhóm hàng hóa trong rổ hàng hóa tính chỉ số giá tiêu dùng. Nhiều kiểm định thực nghiệm cho thấy dẫn truyền tỷ giá có sự khác biệt tùy thuộc vào từng nước, từng thời điểm cụ thể, cũng như giữa giá cả ở các khâu khác nhau của chuỗi phân phối giá (giá nhập khẩu, giá sản xuất và giá tiêu dùng). 2.1. Các kênh dẫn truyền tỷ giá hối đoái Trong học thuyết của Goldberg và Knetter (1997), hai ông đã chỉ ra rằng có hai kênh dẫn truyền tỷ giá là kênh trực tiếp và kênh gián tiếp. Kênh dẫn truyền trực tiếp được điều khiển bởi khu vực bên ngoài quốc gia, giá mặt hàng nhập khẩu là một ví dụ điển hình. Giả sử, gọi E là tỷ giá hối đoái yết theo giá 147
3. đồng nội tệ trên một đơn vị đồng ngoại tệ và P* là giá ngoại tệ của hàng hóa nhập khẩu, vậy EP* sẽ là giá của hàng hóa nhập khẩu theo đồng nội tệ. Nếu P* cố định và E tăng (đồng nội tệ mất giá), giá nhập khẩu theo đồng nội tệ sẽ tăng với tỷ lệ tương đương. Kết quả này được gọi là dẫn truyền từ tỷ giá đến giá nhập khẩu. Sự thay đổi tỷ giá có thể ảnh hưởng đến giá cả trong nước thông qua những thay đổi trong giá thành hàng hoá thành phẩm nhập khẩu và giá thành nhập khẩu các hàng hóa đầu vào phục vụ cho hoạt động sản xuất trong nước. Theo Nicoleta (2007), một cú sốc trong tỷ giá làm giảm giá đồng nội tệ, điều này khiến giá cả hàng hóa nhập khẩu trở nên đắt hơn, tức ảnh hưởng đến chỉ số giá nhập khẩu. Nếu hàng hóa đó được dùng cho mục đích tiêu dùng cuối cùng, giá nhập khẩu sẽ ảnh hưởng lên chỉ số giá tiêu dùng. Hoặc nếu hàng hóa nhập khẩu là nguyên nhiên vật liệu dùng cho quá trình sản xuất, cú sốc tỷ giá sẽ khiến chi phí sản xuất tăng cao, và hệ quả là đẩy giá tiêu dùng tăng, gây ra áp lực lạm phát. Kênh dẫn truyền gián tiếp của tỷ giá đề cập đến tính cạnh tranh của hàng hóa trên thị trường quốc tế. Tỷ giá tăng (tức đồng nội tệ mất giá) làm cho sản phẩm nội địa trở nên rẻ hơn với người tiêu dùng nước ngoài, từ đó sẽ ảnh hưởng đến xuất khẩu ròng, sau đó sẽ tác động đến giá trong nước thông qua sự thay đổi trong tổng cầu, gây áp lực lên chỉ số giá tiêu dùng trong nước. Bởi vì những hợp đồng lương danh nghĩa được cố định trong ngắn hạn, tiền lương thực tế sẽ giảm và sản lượng sẽ tăng. Tuy nhiên, khi tiền lương thực tế được đẩy lên mức gốc theo thời gian, chi phí sản xuất sẽ tăng, mức giá tổng thể sẽ tăng và sản lượng giảm. Do đó, sự giảm sút trong tỷ giá về lâu dài sẽ đem đến sự tăng lên trong mức giá còn sản lượng chỉ tăng lên tạm thời. 2.2. Một số nghiên cứu trước đây Chính vì tầm quan trọng của tỷ giá và lạm phát đối với nền kinh tế vĩ mô nên nó trở thành đề tài nghiên cứu của nhiều học giả, nhà kinh tế trong và ngoài nước. McCarthy, J. (2000) nghiên cứu 9 nền kinh tế phát triển giai đoạn từ 1976 đến 1998 bằng việc sử dùng mô hình VAR, còn Felix P. Hufner và Michael Schroder (2002) sử dụng mô hình VECM từ 1981 đến 2001 tại 5 nền kinh tế lớn của châu Âu. Kết quả nghiên cứu cho thấy tác động của tỷ giá đến lạm phát ở các nước nghiên cứu là không lớn và độ lớn dẫn truyền tỷ giá giảm dần theo chuỗi phân phối giá (chỉ số giá nhập khẩu, sản xuất và tiêu dùng). Nghiên cứu của Sasaki (2005) tiến hành kiểm định ảnh hưởng của việc thay đổi giá trị đồng Đô la Mỹ (USD) và đồng Yên Nhật (JPY) đến giá nhập khẩu của các quốc gia Đông Nam Á; Sato và Ito (2006) nghiên cứu các nước thuộc khu vực Đông Á chịu ảnh hưởng của cuộc khủng hoảng tiền tệ năm 1997 - 1998. Các kết quả nghiên cứu về dẫn truyền tỷ giá là rất đa dạng nhưng nhìn chung so với 148
4. các nước phát triển, giá cả nội địa ở các nước đang phát triển có xu hướng nhạy cảm hơn với bất kỳ biến động nào của tỷ giá và mức độ dẫn truyền cũng lớn hơn. Cũng như ở các nước, chủ đề tỷ giá và lạm phát ở Việt Nam là mối quan tâm của nhiều học giả: Võ Văn Minh (2009) cho thấy truyền dẫn tỷ giá hối đoái ở Việt Nam là không hoàn toàn. Hạn chế của nghiên cứu này là không đưa chỉ số giá sản xuất trong chuỗi chỉ số giá cần đo lường mức truyền dẫn tỷ giá hối đoái. Nghiên cứu của Bạch Thị Phương Thảo (2011) đã khắc phục được nghiên cứu của Võ Văn Minh (2009) bằng việc đưa chỉ số giá sản xuất vào mô hình. Kết quả nghiên cứu chỉ ra rằng cú sốc tỷ giá hối đoái đến chỉ số giá của Việt Nam có độ lớn ngày càng tăng và thời gian ảnh hưởng ngày càng kéo dài. Ngoài ra còn có một số nghiên cứu khác tuy không trực tiếp tập trung vào vấn đề này nhưng có đề cập đến tỷ giá là một trong những nhân tố tác động đến lạm phát ở Việt Nam, bao gồm: Võ Trí Thành (2001), Trương Văn Phước và Chu Hoàng Long (2005), Nguyễn Thị Thu Hằng và Nguyễn Đức Thành (2010) và những nghiên cứu khác do Quỹ Tiền tệ Quốc tế (IMF) tiến hành. 3. Biến động tỷ giá hối đoái USD/VND và lạm phát ở Việt Nam giai đoạn 2005 - 2015 Trong 10 qua nền kinh tế Việt Nam đã trải qua những biến động trong các chỉ số kinh tế vĩ mô, lạm phát tăng cao, VND bị mất giá liên tục, thị trường chứng khoán và bất động sản sụt giảm mạnh, tăng trưởng kinh tế chậm lại. Nhìn vào Hình 1 có thể thấy mối quan hệ giữa tỷ giá và lạm phát là khá phức tạp: Giai đoạn 2005 - 2007, tỷ giá USD/VND tăng nhưng chỉ giao động quanh ngưỡng 16.000 USD/VND. Năm 2005, lạm phát ở Việt Nam chỉ dừng ở mức 8,3%, nhưng đến năm 2007, lạm phát đã lên tới 12,6%. Giai đoạn 2007 - 2011, VND mất giá 30%. Đã có rất nhiều lý do được nêu ra để giải thích cho sự trở lại mạnh mẽ của lạm phát trong giai đoạn 2007 - 2008. Các nguyên nhân được đề cập bao gồm mức lương tối thiểu được nâng lên, sự gia tăng trong giá hàng hóa quốc tế, sự nới lỏng và không linh hoạt trong chính sách tiền tệ, quản lý ngoại hối cứng nhắc và cuối cùng là sự hội nhập của Việt Nam với nền kinh tế thế giới từ khi gia nhập Tổ chức Thương mại Thế giới (WTO) vào năm 2006 làm cho vốn đầu tư gián tiếp (FII) vào Việt Nam tăng lên, từ đó gây ra sự gia tăng nhanh chóng trong giá chứng khoán và giá tài sản. 149
5. Hình 1. Tỷ giá danh nghĩa USD/VND và lạm phát của Việt Nam 25.00% 25000 20.00% 20000 15.00% 15000 Lạm phát 10.00% 10000 VND/USD 5.00% 5000 0.00% 0 2005 2006 2007 2008 2009 2010 2011 2012 2013 2014 2015 Nguồn: GSO Cuộc khủng hoảng kinh tế năm 2008 - 2009 đã góp phần làm giảm áp lực lạm phát xuống còn 6,88%. Sự suy giảm trong giá cả quốc tế và tổng cầu đã giúp Việt Nam đảo ngược lại xu hướng đi lên của lạm phát vào năm 2008. Từ năm 2010, lạm phát tăng nhanh trở lại, đạt đỉnh năm 2011 lên đến 18,12%. Sự phá giá của VND so với USD, giá dầu, sự biến động của giá vàng trên thế giới và nội địa được cho là những nguyên nhân chính dẫn đến lạm phát cao trong giai đoạn này. Từ năm 2012 đến nay, tỷ giá VND so với USD luôn ổn định ở mức 21.000 - 22.000, còn lạm phát từ năm 2013 luôn ổn định ở mức dưới 7%. Năm 2015, lạm phát đạt mức thấp nhất trong 15 năm qua, đạt 0,63%, thấp hơn nhiều so với mục tiêu 5% của Quốc hội đặt ra. 4. Nghiên cứu thực nghiệm tác động của tỷ giá USD/VND đến lạm phát Để nghiên cứu sự dẫn truyền của tỷ giá đến giá nhập khẩu, giá sản xuất và giá tiêu dùng, tác giả sử dụng mô hình VAR với 7 biến dựa vào chuỗi thời gian theo quý từ quý I/2005 - quý IV/2015 với 44 quan sát. 4.1. Lựa chọn mô hình Mô hình vecto tự hồi quy (VAR) được lựa chọn để đo lượng dẫn truyền tỷ giá USD/VND đến lạm phát nội địa vì những lý do sau: (i) mô hình này khá đơn giản, không cần xét xem biến nào là nội sinh, biến nào là ngoại sinh; (ii) phép ước lượng 150
6. đơn giản, tức là phương pháp bình phương nhỏ nhất thông thường có thể được áp dụng cho từng phương trình riêng rẽ; (iii) với một số ít biến trong mô hình nhưng tính tin cậy cao hơn so với mô hình cồng kềnh nhiều biến và nhiều phương trình. Vì vậy mô hình này được lựa chọn sử dụng rộng trong nghiên cứu kinh tế tài chính. Ở mô hình này, lạm phát ở thời điểm t được giả định cấu thành từ các thành phần khác nhau. Biến thứ nhất là lạm phát kỳ vọng ở thời điểm đó dựa trên các thông tin khả dụng ở cuối thời điểm t - 1. Biến thứ hai và thứ ba là ảnh hưởng của cú sốc cung và cầu nội địa ở thời điểm t lên lạm phát. Biến thứ tư và thứ năm là ảnh hưởng của chính sách tiền tệ và cú sốc tỷ giá lên lạm phát. Biến tiếp theo là ảnh hưởng của cú sốc lạm phát ở các tầng trước của chuỗi phân phối. Cuối cùng là cú sốc lạm phát ở tầng đó. Cú sốc lạm phát ở mỗi tầng chỉ đơn giản là phần lạm phát không thể giải thích được bởi các biến đã nêu ở trước. Mô hình được xây dựng với hai giả thuyết: Thứ nhất, cú sốc của chỉ số giá nhập khẩu ảnh hưởng đến chỉ số giá sản xuất và chỉ số giá tiêu dùng theo hướng IMP PPI CPI. Thứ hai, không có sự phản ứng tức thời của các biến trong chuỗi chỉ số giá, nghĩa là các biến tác động lẫn nhau theo hướng IMP PPI CPI chứ không có chiều ngược lại. Lạm phát tại thời điểm t sẽ được tính như sau: 표푖푙 표 푅 푒 푡 = 푡−1( 푡 ) + 훼1휀푡 + 훼2휀푡 + 훼3휀푡 + 훼4휀푡 + 휀푡 표푖푙 표 푅 푒 푡 = 푡−1( 푡 ) + 훽1휀푡 + 훽2휀푡 + 훽3휀푡 + 훽4휀푡 + 휀푡 표푖푙 표 푅 푒 푡 = 푡−1( 푡 ) + 훾1휀푡 + 훾2휀푡 + 훾3휀푡 + 훾4휀푡 + 휀푡 Trong đó: 푡 , 푡 , 푡 lần lượt là lạm phát tính theo IMP, PPI và CPI. 표푖푙 표 푅 푒 휀푡 , 휀푡 , 휀푡 , 휀푡 lần lượt là cú sốc giá dầu, cú sốc lỗ hổng sản lượng, cú sốc lãi suất và cú sốc tỷ giá USD/VND. 휀푡 , 휀푡 , 휀푡 lần lượt là cú sốc giá nhập khẩu, cú sốc giá sản xuất và cú sốc giá tiêu dùng. 푡−1 là độ trễ các biến trong phương trình tác động lên chỉ số lạm phát. 4.2. Lựa chọn và mô tả các biến cho mô hình Các biến sử dụng trong mô hình bao gồm: Giá dầu thế giới (OIL) tượng trưng cho cú sốc cung; Lỗ hổng sản lượng (OPG) tượng trưng cho cú sốc cầu; Lãi suất ngắn hạn (R) phản ánh cho chính sách tiền tệ; Tỷ giá USD/VND (E), chỉ số giá nhập khẩu (IMP), chỉ số giá sản xuất (PPI) và cuối cùng là chỉ số giá tiêu dùng (CPI). Giá dầu thế giới (OIL) (Hình 2), có thể thấy từ năm 2005 đến 2007, giá dầu thế giới tăng nhẹ hằng năm. Nhưng từ năm 2007 đến 2011, do ảnh hưởng của cuộc 151
7. khủng hoảng kinh tế toàn cầu, giá dầu thế giới có những biến động lớn và phức tạp. Đến quý II/2008, giá dầu chạm đến mức cao nhất trong giai đoạn nghiên cứu, 121 USD/thùng, nhưng đến quý I/2009, giá dầu lại sụt giảm nhanh chóng xuống mức 44 USD/thùng. Từ năm 2009 đến 2011, giá dầu thế giới lại tiếp tục tăng hằng năm. Trong 3 năm từ 2011 đến 2014, giá dầu ổn định, dao động quanh ngưỡng từ 100 - 115 USD/thùng. Tuy nhiên, trong vòng 2 năm trở lại đây, giá dầu liên tục giảm và chạm đến mức thấp nhất trong vòng 10 năm qua. Theo giới chuyên gia phân tích, nguyên nhân giá dầu liên tục giảm một phần là do nhu cầu dầu ở mức thấp, các hoạt động kinh tế yếu kém, cùng với việc gia tăng hiệu suất và xu hướng chuyển dịch từ dầu sang các nhiên liệu khác. Lỗ hổng sản lượng (OPG)) là độ chênh lệch giữa sản lượng thực tế và sản lượng tiềm năng của một nền kinh tế. Sản lượng tiềm năng là mức sản lượng mà nền kinh tế có thể phát triển bền vững trong dài hạn, trong đó sản lượng tiềm năng được tính bằng cách sử dụng bộ lọc Hodrick - Prescott. Từ đó, tác giả lấy chênh lệch giữa sản lượng thực tế và sản lượng tiềm năng để tính giá trị lỗ hổng sản lượng. Lỗ hổng sản lượng lớn hơn 0 thường được coi là dấu hiệu của dư cầu, gây áp lực tăng giá, do đó sẽ phải tăng lãi suất nhằm tránh cho nền kinh tế phát triển quá nóng cũng như kiềm chế lạm phát. Lỗ hổng sản lượng nhỏ hơn 0 được coi là dấu hiệu lạm phát sẽ giảm. Ở đây chúng tôi chỉ quan tâm đến độ lớn của lỗ hổng sản lượng để đại diện cho cú sốc phía cầu nên tác giả lấy giá trị tuyệt đối của biến này. Hình 2. Lỗ hổng sản lượng giai đoạn 2005 - 2015 1200000 1000000 800000 600000 400000 200000 0 GDP thực tế GDP tiềm năng OPG Nguồn: GSO và tác giả tự tính toán 152
8. Hình 3. Lãi suất ngắn hạn và giá dầu thô thế giới giai đoạn 2005 - 2015 140.00 25.00 120.00 20.00 100.00 80.00 15.00 Giá dầu (USD/thùng 60.00 10.00 ) 40.00 Lãi suất (%) 5.00 20.00 0.00 0.00 Nguồn: IMF Lãi suất ngắn hạn (R): Nghiên cứu lấy lãi suất cho vay danh nghĩa thay vì lãi suất thực bởi lãi suất thực đã tính toán sự điều chỉnh của lạm phát. Điều này có thể dẫn đến kết quả nghiên cứu sự truyền dẫn tỷ giá đến lạm phát sẽ không còn chính xác. Hơn nữa số liệu này là có sẵn. Biến động của lãi suất cũng tương tự như biến động của giá dầu thế giới. Từ năm 2005 đến 2007, lãi suất ổn định ở mức trên 10%. Nhưng từ năm 2007 trở đi, lãi suất liên tục biến động, thể hiện sự bất ổn trong chính sách tiền tệ của Việt Nam. Quý III/2008, lãi suất lên đến 20,1% nhưng sang đầu năm 2009 lại giảm mạnh xuống 9,54%. Từ năm 2009 đến năm 2011, lãi suất tăng đều hằng năm. Các thời điểm trên đều trùng khớp với thời điểm giá dầu thế giới biến động mạnh và có thể thấy hai biến giá dầu thế giới và lãi suất ngắn hạn có xu hướng biến động cùng chiều. Từ năm 2011 đến thời điểm hiện tại, lãi suất cho vay ngắn hạn liên tục giảm và không có dấu hiệu tăng. Tỷ giá hối đoái USD/VND (E): Tác giả lựa chọn tỷ giá danh nghĩa thay vì tỷ giá thực bởi tỷ giá thực đã tính đến sự khác biệt của lạm phát trong nước và nước ngoài dẫn đến việc nghiên cứu sự truyền dẫn tỷ giá đến lạm phát có thể phản ánh không đúng bản. Hơn nữa số liệu này là có sẵn. Như đã đề cập ở phần trên, biến động của tỷ giá VND so với USD được chia làm ba giai đoạn rõ rệt. Giai đoạn thứ nhất (từ năm 2005 đến 2008) tỷ giá ổn định quanh mức 16.000 USD/VND. Giai đoạn thứ 2 (từ năm 2008 đến 2011), do ảnh hưởng của cuộc khủng hoảng kinh tế thế giới, tỷ giá USD/VND liên tục tăng cao. Từ năm 2011 153
9. trở lại đây, VND vẫn tiếp tục mất giá so với USD nhưng tốc độ đã chậm lại. Các chỉ số giá: Chỉ số giá nhập khẩu (IMP), chỉ số giá sản xuất (PPI) và chỉ số giá tiêu dùng (CPI) được lấy từ Tổng cục Thống kê (năm gốc 2005). Nhìn chung, các chỉ số giá đều có biến động chung, bắt đầu tăng mạnh từ năm 2008, trong đó PPI và CPI biến động nhiều hơn. Các chỉ số giá được tác giả đưa vào mô hình để đo lường tác động của các yếu tố vĩ mô, đặc biệt là tỷ giá hối đoái đến các chỉ số này, từ đó ước lượng mức độ tác động dẫn truyền tỷ giá tại Việt Nam. Hình 4. Các chỉ số giá của Việt Nam giai đoạn 2005 - 2015 140.00 120.00 100.00 IMP 80.00 PPI 60.00 CPI 40.00 20.00 0.00 2005 2006 2007 2008 2009 2010 2011 2012 2013 2014 2015 Nguồn: GSO 4.3. Kết quả nghiên cứu Kiểm định tính dừng Kiểm định ADF (Augmented Dickey – Fuller) cho 7 biến nghiên cứu OIL, OPG, R, E, IMP, PPI, CPI đều là chuỗi dừng khi lấy sai phân bậc 1. Như vậy việc sử dụng mô hình VAR cho các kiểm định và ước lượng về sau là hoàn toàn phù hợp (Bảng 6 Phụ lục). Xác định độ trễ tối ưu cho mô hình Khó khăn lớn nhất trong ứng dụng mô hình VAR là xác định độ trễ tối ưu cho mô hình. Nghiên cứu này sử dụng nhiều tiêu chí khác nhau để lựa chọn độ trễ, độ trễ tối ưu sẽ được xác định dựa trên số lượng các tiêu chí chấp nhận độ trễ đó. Bảng kết quả (Bảng 8 Phụ lục) cho thấy các tiêu chí FPE, AIC, SC và HQ đều 154
10. lựa chọn độ trễ 4 cho mô hình. Độ trễ tối ưu là 4 quý cũng được các nghiên cứu của McCarthy.J. (2000) lựa chọn khi nghiên cứu về truyền dẫn tỷ giá hối đoái sử dụng chuỗi dữ liệu thống kê theo quý. Kiểm định nhân quả Granger Mô hình nhân quả Granger dùng để kiểm định sự phù hợp của các biến. Nếu biến nào tỏ ra không cần thiết, nghĩa là không có quan hệ nhân quả với CPI, hay nói cách khác giá trị hiện tại của CPI không được giải thích bởi độ trễ của các biến khác thì sẽ loại bỏ khỏi mô hình. Kết quả cho thấy các biến lựa chọn đều có quan hệ nhân quả với ba chỉ số giá CPI, IMP và PPI tại mức ý nghĩa 10% (do p-value đều nhỏ hơn 0,1). Như vậy, mô hình được coi là phù hợp. Phân tích phản ứng đẩy Phương pháp phân rã Cholesky được sử dụng để tính toán mức tác động của tỷ giá USD/VND đến các chỉ số giá. Việc lựa chọn thứ tự các biến rất quan trọng trong mô hình sử dụng phương pháp này. Nghiên cứu này sử dụng trật tự sắp xếp tương tự như trong nghiên cứu của McCarthy (2000), đó là: D(OIL) > D(OPG) > D(R) > D(E) > D(IMP) > D(PPI) > D(CPI). Để tính toán hệ số truyền dẫn tỷ giá chuyển đổi các cú sốc thành cú sốc 1% trong tỷ giá bằng cách chia phản ứng đẩy tích lũy của chỉ số giá sau j quý cho phản ứng tích lũy của tỷ giá với cú sốc tỷ giá sau quý j. Phương pháp này được giới thiệu lần đầu bởi Daniel và Marco Rossi (2002). Công thức chuẩn hóa như sau: 푃푡,푡+푗 푃 푡,푡+푗 = 푡,푡+푗 Trong đó: 푃푡,푡+푗: Sự thay đổi tích lũy của các chỉ số giá sau j quý do tác động của cú sốc tỷ giá hối đoái. 푡,푡+푗: Sự thay đổi tích lũy của tỷ giá do tác động của cú sốc từ chính nó trong giai đoạn j quý. Kết quả kiểm định cho thấy mức tác động của cú sốc tỷ giá USD/VND đến chỉ số giá nhập khẩu là dương và tăng dần trong vòng 6 tháng đầu tiên sau khi tỷ giá USD/VND thay đổi. Tuy nhiên, trong vòng 15 tháng tiếp theo, mức độ dẫn 155
11. truyền có xu hướng không đổi, ổn định quanh mức 5%. Tác động lớn nhất là sau hai năm ba tháng kể từ khi tỷ giá USD/VND thay đổi với độ lớn khoảng 150%. Ngay sau đó ba tháng, mức dẫn truyền tỷ giá đến giá nhập khẩu lại giảm xuống nhanh chóng về mức 20%. Tác động biến động của tỷ giá USD/VND đến chỉ số giá sản xuất là không ổn định trong năm đầu tiên và mức độ dẫn truyền tỷ giá là âm. Bắt đầu từ năm thứ hai, dẫn truyền tỷ giá là dương và càng về sau tác động càng lớn. Tương tự như với chỉ số giá nhập khẩu, tác động của tỷ giá USD/VND đến chỉ số giá sản xuất là lớn nhất sau hai năm ba tháng, chỉ số giá sản xuất tăng 23%. Tuy nhiên từ kỳ quan sát thứ 10 trở đi, mức độ tác động của dẫn truyền tỷ giá lại tiếp tục có xu hướng không ổn định. Cụ thể là mức dẫn truyền sụt giảm nhanh chóng về gần 0%, sau đó lại tăng chậm trở lại. Đối với chỉ số giá tiêu dùng, mức độ tác động của tỷ giá USD/VND đến chỉ số giá này là dương và tác động có xu hướng mạnh và rõ rệt hơn theo thời gian. Mức độ dẫn truyền tỷ giá đến chỉ số giá tiêu dùng là lớn nhất ở kỳ quan sát thứ 9, tức sau hai năm ba tháng thì chỉ số giá tiêu dùng thay đổi 8,3% và sau đó suy giảm từ kỳ quan sát thứ 10 trở đi. Kết quả này là tương tự với kết quả đo lường mức độ dẫn truyền đến chỉ số giá nhập khẩu và chỉ số giá sản xuất. Hình 5. Tổng hợp phản ứng của ba chỉ số giá với cú sốc 1% của tỷ giá USD/VND 1.6 1.4 1.2 1 IMP 0.8 PPI 0.6 CPI 0.4 0.2 0 1 2 3 4 5 6 7 8 9 10 11 12 -0.2 Kết quả mô hình định lượng cho thấy mức truyền dẫn đến chỉ số giá nhập khẩu là lớn nhất, tiếp theo là đến chỉ số giá sản xuất và mức truyền đến chỉ số giá tiêu dùng là thấp nhất (Hình 5). Kết quả này là phù hợp với lý thuyết và trùng khớp với kết quả của các nghiên cứu trước đây. 4.4. Phân rã phương sai 156
12. Chức năng của hàm phản ứng đẩy là cho phép đo lường độ lớn của truyền dẫn tỷ giá đến các chỉ số giá. Tuy nhiên hàm phản ứng đẩy lại không lượng hóa được tầm quan trọng của các biến trong việc giải thích những biến động của các chỉ số giá. Để xem xét vấn đề này, chức năng phân rã phương sai của mô hình VAR được ứng dụng. Trật tự Cholesky như sau: D(OIL) > D(OPG) > D(R) > D(E) > D(IMP) > D(PPI) > D(CPI). Từ bảng kết quả phân rã phương sai của IMP, có thể thấy cú sốc tỷ giá USD/VND đóng vai trò rất quan trọng trong việc giải thích sự biến động của IMP. Qua các kỳ quan sát, tác động của cú sốc biến E chiếm một tỷ trọng khá lớn (trên 30% - tỷ trọng lớn nhất trong tất cả các biến. Đặc biệt, ở quý thứ hai, biến E giải thích được 57,52% biến động của biến IMP. Biến quan trọng thứ hai giải thích cho biến động của IMP là biến lãi suất. Nếu tỷ trọng của biến E trong việc giải thích biến động IMP giảm dần qua các kỳ quan sát thì ngược lại, tỷ trọng của R lại tăng dần. Đối với PPI, ngoại trừ tác động từ cú sốc của chính nó thì cú sốc từ hai biến R và E tiếp tục đóng vai trò quan trọng trong việc giải thích biến động PPI. Từ kỳ quan sát thứ ba trở đi, cả hai biến đều giải thích được ít nhất 18% biến động của PPI. Cú sốc từ hai biến OIL và OPG cũng chiếm tỷ trọng đáng kể trong việc giải thích sự thay đổi của PPI, nhưng tỷ trọng của OIL thì tăng dần còn của OPG thì giảm dần qua các kỳ quan sát. Một điều đáng chú ý nữa trong bảng kết quả này là IMP chiếm một tỷ trọng khá nhỏ trong giải thích sự thay đổi của PPI (từ 1 - 3%), mặc dù Việt Nam là một quốc gia nhập siêu và các nguyên nhiên vật liệu đầu vào cho sản xuất phụ thuộc rất lớn vào nhập khẩu. Nguyên nhân của điều này có thể do sự thiếu chính xác trong dữ liệu đầu vào. Dựa vào bảng kết quả phân rã phương sai của CPI có thể thấy, lãi suất tác động rất lớn đến chỉ số giá tiêu dùng, trung bình cú sốc lãi suất giải thích được khoảng 40% biến động chỉ số giá tiêu dùng qua các kỳ quan sát. Cú sốc của biến lỗ hổng sản lượng cũng đóng một vai trò quan trọng trong giải thích biến động CPI. Dù OPG chỉ giải thích được 0,11% biến động CPI trong kỳ quan sát thứ nhất, từ kỳ thứ hai trở đi, cú sốc OPG chiếm tỷ trọng từ 15 - 22% trong các tác nhân gây ra thay đổi của CPI. PPI là biến quan trọng thứ ba trong việc giải thích biến động của CPI. Kết quả này là khá dễ hiểu bởi các sản phẩm của Việt Nam sản xuất ra được dùng cho tiêu dùng nội địa. 5. Những hạn chế của nghiên cứu thực nghiệm Nghiên cứu đã đạt được một số kết quả. Kết quả nghiên cứu trùng với lý thuyết cũng như một số nghiên cứu thực nghiệm trước mặc dù mức độ truyền dẫn là khác nhau do thời gian nghiên cứu là khác nhau. Tuy nhiên nghiên cứu này vẫn còn một số hạn chế chủ yếu: 157
13. Về mô hình lựa chọn. Mặc dù mô hình VAR có những ưu điểm nhưng bên cạnh đó có những hạn chế như: việc lựa chọn độ trễ tối ưu vẫn mang tính cảm tính và phân tích phản ứng đẩy phải sắp xếp các biến theo một thứ tự giả định. Về số liệu thu thập. Các số liệu trong nước chủ yếu được lấy từ nguồn dữ liệu của Tổng cục Thống kê nhưng số liệu theo quý không đầy đủ và liên tục, tác giả phải tổng hợp từ nhiều nguồn số liệu khác nhau. Việc tổng hợp số liệu từ nhiều nguồn ảnh hưởng đến kết quả chạy mô hình do nhiều chỉ tiêu tính toán chưa thống nhất. Lượng hàng nhập lậu không qua con đường chính thức ở Việt Nam rất lớn nhưng không được tính vào chỉ số giá nhập khẩu có thể ảnh hưởng đến mức chính xác của số liệu về chỉ số giá nhập khẩu, về mức truyền dẫn tỷ giá hối đoái đến chỉ số giá nhập khẩu và qua đó làm ảnh hưởng đến kết quả mô hình. Về nội dung. Bài nghiên cứu chưa phân tích được mức độ truyền dẫn cú sốc tỷ giá USD/VND đến giá nhập khẩu, giá sản xuất và giá tiêu dùng ở các giai đoạn khác nhau trước và sau khủng hoảng kinh tế thế giới 2008 và sự kiện Việt Nam gia nhập WTO để làm rõ thêm một số nhân tố ảnh hưởng đến lạm phát ở Việt Nam. Vì vậy, tác giả sẽ tiếp tục nghiên cứu vấn đề này trong thời gian tới để làm cơ sở cho việc đề xuất chính sách khi Việt Nam gia nhập TPP và khu vực mậu dịch tự do ASEAN. 6. Kết luận và những kiến nghị Qua nghiên cứu về “Tác động của dẫn truyền tỷ giá trực tiếp của USD và VND đến lạm phát Việt Nam giai đoạn 2005 - 2015”, tác giả rút ra một số kết luận như sau: Tác động dẫn truyền tỷ giá từ cú sốc USD/VND đến các chỉ số giá là không hoàn toàn (trừ trường hợp kỳ thứ 9 với chỉ số giá nhập khẩu) và độ lớn dẫn truyền giảm dần qua chuỗi phân phối giá, tức là mức độ trung chuyển tỷ giá lớn nhất đến chỉ số giá nhập khẩu, sau đó đến chỉ số giá sản xuất và cuối cùng là chỉ số giá tiêu dùng. Kết quả này là trùng khớp với các nghiên cứu trước đây. Khi xảy ra biến động tỷ giá USD/VND, ban đầu ảnh hưởng của cú sốc đến các chỉ số giá là rất nhỏ và không rõ ràng. Riêng trong trường hợp với chỉ số giá sản xuất, cú sốc tỷ giá gây ra biến động âm, kết quả này là không hợp lý với lý thuyết và các nghiên cứu trước đây. Tuy nhiên, sau 18 tháng, tác động dẫn truyền tỷ giá bắt đầu có tác động rõ rệt đến các chỉ số giá và mức độ dẫn truyền là lớn nhất sau 27 tháng. Tỷ giá USD/VND đóng một vai trò quan trọng trong việc giải thích biến động của các chỉ số giá. Cụ thể hơn, biến động của cặp tỷ giá này giải thích được 30 - 50% biến động của IMP, 20 - 30% biến động của PPI và 5 - 15% biến động của CPI. Chính sách lạm phát mục tiêu là một chính sách đã được áp dụng ở nhiều quốc 158
14. gia đang phát triển. Dựa vào kết quả phân tích định lượng, có thể thấy tỷ giá là một nhân tố quan trọng để giữ lạm phát ổn định nếu chính sách lạm phát mục tiêu được áp dụng ở Việt Nam. Cụ thể, mức điều chỉnh tỷ giá của ngân hàng nhà nước sẽ dựa trên kết quả cùng những tính toán hợp lý để đưa lạm phát về vùng mục tiêu bằng công cụ tỷ giá hối đoái hoặc phối hợp với các công cụ tiền tệ khác. Bên cạnh đó, Việt Nam là một quốc gia có mức độ phụ thuộc vào hàng nhập khẩu lớn và mức độ dẫn truyền tỷ giá USD/VND vào giá nhập khẩu là lớn nhất trong chuỗi chỉ số giá. Các mặt hàng nhập khẩu của Việt Nam chủ yếu là xăng dầu, nhựa, chất dẻo, sợi vải và các mặt hàng này phục vụ cho đầu vào sản xuất. Vì vậy, để hạn chế tối đa sự tác động của tỷ giá đến lạm phát, Việt Nam cần hướng đến tự chủ trong nguyên vật liệu đầu vào sản xuất để giảm thiểu sự phụ thuộc vào nhập khẩu. Bên cạnh đó, Việt Nam có lịch sử về lạm phát, đặc biệt trong giai đoạn nghiên cứu 10 năm qua. Kết quả nghiên cứu của giai đoạn này là cở sở thực tiễn rất quan trọng để các nhà hoạch định chính sách có được những chính sách tiền tệ và chính sách tỷ giá phù hợp cho kế hoạch những năm tiếp theo cũng như chiến lược một thập kỷ tới khi Việt Nam tham gia đầy đủ vào khu vực tự do ASEAN và TPP. Tài liệu tham khảo 1. Bạch Thị Phương Thảo, 2011, Truyền dẫn tỷ giá hối đoái vào các chỉ số giá tại Việt Nam giai đoạn 2001 - 2011. 2. Bộ Công thương, 2010, Luật Ngân hàng Nhà nước. 3. Nguyễn Văn Công, 2011, Giáo trình Nguyên lý Kinh tế Vĩ mô, Nxb Lao động. 4. Nguyễn Văn Tiến, 2012, Giáo trình Tài chính quốc tế, Nxb Thống kê. 5. Bhagwati, 1991, The World Trading system at risk. 6. Daniel Leigh and Marco Rossi, 2002, Exchange rate pass – through in Turkey. 7. Felix P. Hufner and Michael Schroder, 2002, Exchange rate pass – through to Consumer Prices: An European perspective. 8. George Soros, 1987, The Alchemy of Finance. 9. Goldberg, P. K. And Knetter, M. M., 1997, Goods prices and exchange rates: What we have learned? 10. Hahn, E., 2003, Pass – through of External shocks to Euro area inflation. 11. Ito and Sato, 2007, Exchange rate changes and inflation in Post – Crisis 159
15. Asian economies: VAR analysis of the Exchange rate pass – through. 12. Joseph E. Gagnon and Jane Ihrig, 2004, Monetary policy and Exchange rate pass – through. 13. Katherine H. Anderson, 2005, Exchange rate pass – through and inflation in small open economies. 14. Mann, 1986, Exchange rate pass – through in the 1980s: the case of US imports of manufacturers. 15. McCarthy, J., 2000, Pass – through of Exchange rates and Import prices to Dosmetic inflation in some industrialized economies. 16. Michele Ca’ Zorzi, Elke Hahn and Marcelo Sanchez, 2007, Exchange rate pass – through in emerging market. 17. Lian. An (2006) Exchang Rate Pass-Through: Evidence Base on Vector autoregression with Sign Restriction, MPRA paper 527. 18. Nicoleta, C. (2007) Estimating the exchange rate pass - through into inflation in a vetor autoregressive framework. 19. Nkunde Mwase (2006) “An Empirical Investigation of the Exchange Rate Pass-Through to Inflation in Tanzania” IMF Working Paper WP/05/150. 20. Nguyen Thi Thu Hang and Nguyen Duc Thanh, 2010, Macroeconomic Determinants of Vietnam’s Inflation 2000 - 2010: Evidence and Analysis, VEPR Working paper WP - 09. 21. Sasaki Y.N., (2005) Pass Through of Exchange Rate on Import Prices of East Asia Countries Working Paper No 132, the Society of Economics Meiji Gakuin University 22. Stephen Magee (1973) Currency Contract, Pass-Through and Devaluation, Brooking Paper on Economic Activity, P 303 - 325. 23. Taylor, J. B., 2000, Low inflation, pass - through, and the pricing power of firms. 24. Trương Văn Phước và Chu Hoàng Long (2005), Chỉ số giá tiêu dùng và các yếu tố tác động: Phương pháp tiếp cận định lượng. 25. Vo Van Minh , 2009, Exchange rate pass – through and its implications for inflation in Vietnam, VDF Working paper 0902. 26. Webber, A., 1995, Partial small country import pass - through, currency composition, and imported inputs 160
16. Phụ lục Bảng 6. Kết quả kiểm định tính dừng ADF 1% level 5% level 10% level Kết quả OIL -2,636543 -3,596616 -2,933158 -2,604867 Không dừng ở mức 10% OPG -1,090864 -3,592462 -2,931404 -2,603944 Không dừng R -1,298379 -3,605593 -2,936942 -2,606857 Không dừng E 0,101066 -3,592462 -2,931404 -2,603944 Không dừng IMP -1,611993 -3,592462 -2,931404 -2,603944 Không dừng PPI -1,704805 -3,592462 -2,931404 -2,603944 Không dừng CPI -0,963168 -3,600987 -2,935001 -2,605836 Không dừng ADF 1% level 5% level 10% level Kết quả dOIL -5,435296 -3,600987 -2,935001 -2,605836 Dừng dOPG -8,258938 -3,605593 -2,936942 -2,606857 Dừng dR -5,927748 -3,605593 -2,936942 -2,606857 Dừng dE -4,767635 -3,596616 -2,933158 -2,604867 Dừng dIMP -6,792909 -3,596616 -2,933158 -2,604867 Dừng dPPI -6,465785 -3,596616 -2,933158 -2,604867 Dừng dCPI -3,803159 -3,600987 -2,935001 -2,605836 Dừng 161
17. Bảng 7. Kết quả lựa chọn độ trễ tối ưu cho mô hình VAR Lag LogL LR FPE AIC SC HQ 0 -1294.979 NA 1.36e+21 68.52518 68.82685 68.63251 1 -1200.706 148.8519 1.31e+20 66.14240 68.55569 67.00103 2 -1134.357 80.29518 6.91e+19 65.23025 69.75516 66.84018 3 -1056.834 65.29716 3.53e+19 63.72813 70.36466 66.08936 4 -864.6510 91.03424* 1.74e+17* 56.19216* 64.94032* 59.30469* * Indicates lag order selected by the criterion LR: sequential modified LR test statistic (each test at 5% level) FPE: Final prediction error AIC: Akaike information criterion SC: Schwarz information criterion HQ: Hannan-Quinn information criterion 162
18. Bảng 8. Kết quả kiểm định nhân quả Granger Dependent variable: DCPI Excluded df Prob. DPPI 4 0,0613 DIMP 4 0,0498 DE 4 0,0323 DR 4 0,0127 DOPG 4 0,0268 DOIL 4 0,0229 All 24 0,0600 Dependent variable: DPPI Excluded df Prob. DCPI 4 0,0120 DIMP 4 0,0240 DE 4 0,0006 DR 4 0,0343 DOPG 4 0,0435 DOIL 4 0,0858 All 24 0,0000 Dependent variable: DIMP Excluded df Prob. DCPI 4 0,0005 DPPI 4 0,0051 DE 4 0,0070 DR 4 0,0348 DOPG 4 0,0431 DOIL 4 0,0207 All 24 0,0000 163
19. Bảng 9. Bảng kết quả hàm đẩy của các chỉ số giá với 1% thay đổi tỷ giá USD/VND Period IMP PPI CPI 1 0,00433 -0,02053 0,00241 2 0,06192 -0,00215 0,00339 3 0,05095 -0,00215 0,00938 4 0,05404 -0,01445 0,00998 5 0,07283 0,008993 0,01095 6 0,05767 0,000322 0,00676 7 0,1999 0,02956 0,01464 8 0,32991 0,116762 0,02325 9 1,51384 0,23235 0,08260 10 0,20019 0,00203 0,00697 11 0,20697 0,01720 0,00451 12 0,18878 0,02791 0,00411 Bảng 10. Kết quả phân rã phương sai của IMP Period S.E. D(OIL) D(OPG) D(R) D(E) D(IMP) D(PPI) D(CPI) 1 5,506480 10,33521 5,686957 12,97637 48,93574 22,06583 0,000000 0,000000 2 15,65071 6,715245 4,491301 8,427086 57,51968 14,80726 4,544112 3,495319 3 18,07950 6,631808 20,92992 22,11190 33,28051 8,600031 5,839221 2,606614 4 19,70414 11,33850 16,75987 22,27348 32,53259 6,997750 6,977770 3,120034 5 21,75913 9,801533 13,89297 18,13914 40,81732 7,087952 7,197715 3,063365 6 23,97117 22,01645 11,80931 16,33429 34,48424 6,711214 6,044355 2,600146 7 24,65159 17,78998 13,82767 21,93406 32,94931 5,387871 5,067920 3,043184 8 26,78001 17,03909 13,52350 21,01936 34,22543 5,247163 5,970097 2,975361 164
20. Bảng 11. Kết quả phân rã phương sai của PPI Period S.E. D(OIL) D(OPG) D(R) D(E) D(IMP) D(PPI) D(CPI) 1 22860,16 5,260823 38,40817 1,475085 0,694188 3,609469 50,55226 0,000000 2 39400,76 7,328457 18,65925 11,28564 36,52183 1,966392 21,64833 2,590097 3 50741,90 5,417639 12,96927 33,90260 26,12490 1,531119 17,79885 2,255617 4 68999,20 8,265808 11,71487 34,40531 24,39663 2,681982 16,33212 2,203272 5 78824,25 25,78469 11,42703 26,36643 18,63210 3,173521 12,94136 1,674875 6 84693,91 23,53705 11,36265 24,24423 19,11983 3,583011 14,51652 3,636713 7 95496,58 22,48454 12,81944 20,63694 23,21628 3,285450 13,61291 3,944427 8 102212,5 18,84442 10,62977 29,20502 23,14802 3,680355 11,05878 3,433627 Bảng 12. Kết quả phân rã phương sai của CPI Period S.E. D(OIL) D(OPG) D(R) D(E) D(IMP) D(PPI) D(CPI) 1 0,785630 11,80985 0,108287 44,32145 5,836573 8,970310 19,72055 9,232989 2 1,270131 14,00361 15,57860 24,69783 3,214580 16,49728 17,02795 8,980151 3 1,778270 10,07073 22,05596 29,34742 11,23653 10,54307 11,17337 5,572925 4 2,688271 11,19584 20,19340 39,37920 9,142654 7,677191 8,054624 4,357081 5 2,750501 9,815096 23,35099 38,26490 7,741900 6,335048 10,71013 3,781933 6 2,933379 9,919574 22,59113 38,13689 7,334310 5,995703 12,44305 3,579349 7 3,112969 9,791302 22,89583 38,58802 7,219853 5,802949 12,19145 3,510592 8 3,496618 10,80733 22,13169 38,12807 7,942624 5,487512 12,03191 3,470870 165