Tiểu luận: Hiệu ứng truyền dẫn tỷ giá hối đoái vào các chỉ số giá trong thị trường mới nổi

1








Nhóm 13 - NHĐêm2 - K22
1. Tạ Thị Lê Na
2. Nguyễn Thị Tâm Thương
3. Bùi Thị Thúy Vân
HIỆU ỨNG
TRUYỀN DẪN
TỶ GIÁ HỐI ĐOÁI
VÀO CÁC CHỈ SỐ GIÁ
TRONG
THỊ TRƯỜNG MỚI NỔI
bởi Michele Ca’ Zorzi , Elke Hahn
và Marcelo Sánchez

GVHD: TS. NGUYỂN KHẮC QUỐC BẢO

2

Nội dung
Tóm tắt 3
1. Giới thiệu 4
2. Tổng quan các kết quả nghiên cứu trước 6
3. Phương pháp nghiên cứu 10
4. Nội dung và các kết quả nghiên cứu 13
5. Kết luận 18
Tài liệu tham khảo 19
Phụ lục 21

3

Tóm tắt
Bài nghiên cứu xem xét mức độ truyền dẫn tỷ giá hối đoái vào các chỉ số giá ở 12 thị
trường mới nổi khu vực Châu Á, Mỹ Latin, Trung và Đông Âu. Kết quả bài nghiên cứu
dựa trên mô hình véc tơ tự hồi quy (VAR), có phần nào khác biệt với những nghiên cứu
trước đây, rằng hiệu ứng ERPT ở các nước có nền kinh tế mới nổi luôn luôn cao hơn các
nước phát triển. Đối với thị trường mới nổi chỉ số lạm phát là một con số (đặc biệt là các
nước Châu Á), mức độ truyền dẫn tỷ giá hối đoái vào giá nhập khẩu và giá tiêu dùng là
thấp và không giống với các nước phát triển. Nghiên cứu này cũng tìm thấy bằng chứng
về mối tương quan chặt chẽ giữa mức độ truyền dẫn và lạm phát, phù hợp với giả thuyết
của Taylor, sau khi loại trừ phân tích hai nước (Argentina và Thổ Nhĩ Kỳ). Tóm lại, mối
tương quan giữa chính sách mở cửa nền kinh tế và truyền dẫn tỷ giá hối đoái tuy hợp lý
về mặt lý thuyết, nhưng về tính thực nghiệm thì còn thấp.
Từ khóa: Hiệu ứng truyền dẫn tỷ giá hối đoái, thị trường mới nổi

4

1. Giới thiệu
Nắm bắt được sự tác động của những thay đổi trong tỷ giá hối đoái đến các chỉ số giá là
điều rất quan trọng để đánh giá sự phù hợp của chính sách tiền tệ đối với sự biến động của
giá cả. ERPT được định nghĩa là phần trăm thay đổi giá nhập khẩu đồng nội tệ từ 1% thay
đổi trong tỷ giá giữa quốc gia xuất khẩu và nhập khẩu (Goldberg và Knetter 1997). Hai
vai trò quan trọng của ERPT là khả năng dự báo lạm phát và những tác động chính sách
về nó lên chính sách tiền tệ. Về cơ bản, vai trò quan trọng nhất của ERPT là ảnh hưởng
của nó trong khả năng dự báo lạm phát, rất quan trọng đối với bất kỳ Ngân hàng Trung
ương nào trong việc thực hiện chính sách tiền tệ. Củng cố một đánh giá tốt của ERPT
giúp các Ngân hàng Trung ương có thể hiểu được ảnh hưởng, mức độ và thời gian của bất
kỳ cú sốc tỷ giá hối đoái thay đổi trong lạm phát. Các nghiên cứu thực nghiệm đã chứng
tỏ rằng những thay đổi trong tỷ giá hối đoái và chỉ số giá không tồn tại trong ngắn hạn.
Một nghiên cứu lý thuyết, được phát triển trong hơn ba thập niên qua, đã tìm ra nhiều
nguyên nhân khác nhau lý giải vì sao ERPT tác động đến giá nhập khẩu và giá tiêu dùng
là chưa hoàn toàn. Những phân tích thực nghiệm cũng đã có những minh chứng cho thấy
rằng hiệu ứng ERPT có sự khác biệt đáng kể tùy thuộc vào mỗi quốc gia. Taylor (2000)
đã đưa ra giả thuyết rằng sự phản ứng của giá đối với sự biến động của tỷ giá hối đoái phụ
thuộc vào tỷ lệ lạm phát.
Bài viết nghiên cứu mức độ ảnh hưởng của ERPT đến giá trong 12 thị trường mới nổi ở
khu vực châu Á, Mỹ Latin, Trung và Đông Âu. Để thực hiện được điều này, chúng tôi sử
dụng chiến lược mô hình hóa cho các nước tiên tiến được phát triển bởi McCarthy (2000)
và được áp dụng bởi Hahn (2003) cho khu vực đồng Euro. Chúng tôi sử dụng mô hình
véc tơ tự hồi quy (VAR), trong đó bao gồm các biến cơ sở như biến đầu ra, tỷ giá hối
đoái, giá nhập khẩu, giá tiêu dùng, lãi suất ngắn hạn và giá dầu. Những véc tơ tự hồi quy
đều được xem là những biến nội sinh. Cú sốc tỷ giá được xác định bằng cách áp dụng mô

hình VAR đệ quy, các biến được sử dụng là các biến sai phân bậc nhất để đảm bảo tính
dừng của các biến. Chúng tôi tiến hành thực hiện phân tích độ nhạy để đưa ra thứ tự các
biến thích hợp. Chúng tôi ước lượng mô hình cho các nền kinh tế phát triển, cụ thể là khu
vực đồng Euro, Mỹ và Nhật Bản, và lấy đó để làm chuẩn cho mục đích so sánh.
Kết quả cho thấy ERPT là giảm dần theo chuỗi giá (giá nhập khẩu – giá sản xuất – giá
tiêu dùng) , cụ thể là sự truyền dẫn tỷ giá hối đoái đến giá nhập khẩu là lớn hơn giá giá
tiêu dùng. Bên cạnh đó, hiệu ứng ERPT là rất khiêm tốn (thấp) ở các nước phát triển, đặc
biệt là đối với Mỹ và giá tiêu dùng của Nhật Bản. Những cú sốc tỷ giá có vai trò không
lớn trong việc giải thích sự biến động trong CPI ở Mỹ và Anh trong cả khoảng thời gian 2




5

năm. Trong khi đó, ở Nhật Bản, vai trò của tỷ giá trong việc giải thích sự biến động của
CPI là lớn hơn.
Một vài nghiên cứu trước thì cho rằng hiệu ứng ERPT khu vực đồng Euro cao hơn Mỹ,
đối với cả giá tiêu dùng và nhập khẩu. Phân tích của chúng tôi phần nào đã phản bác lại
(trái ngược với) những nghiên cứu trước đây, rằng hiệu ứng ERPT ở các nước mới nổi
luôn luôn cao hơn các nước phát triển. Đối với các nền kinh tế mới nổi có lạm phát một
con số (hầu hết các nước Châu Á), hiệu ứng ERPT là thấp và không giống với các nước
phát triển. Tổng quát hơn, bài viết chứng minh được mối tương quan giữa hiệu ứng ERPT
và lạm phát, phù hợp với giả thuyết của Taylor đã đưa ra. Những kết quả nghiên cứu này
trở nên xác thực hơn chỉ sau khi hai nước ngoại biên (Argentina và Thổ Nhĩ Kỳ) được
loại trừ, bởi những khó khăn tiềm ẩn liên quan đến sự bất ổn nghiêm trọng của nền kinh tế
vĩ mô trong hai nước này. Tóm lại, mối tương quan giữa chính sách mở cửa nền kinh tế
truyền dẫn tỷ giá hối đoái tuy hợp lý về mặt lý thuyết, nhưng về tính thực nghiệm thì còn
thấp.
Bài báo sử dụng mô hình véc tơ tự hồi quy (VAR) để ước lương cấp độ ERPT giữa các

quốc gia khác nhau, ví dụ như khu vực đồng Euro, Mỹ và Nhật Bản thuộc nhóm tiêu
chuẩn. Những véc tơ tự hồi quy đều là các biến nội sinh. Các tài liệu đã ước tính mô hình
một phương trình hoặc hệ phương trình cho một quốc gia cụ thể, hoặc xây dựng mô hình
một phương trình cho một tập hợp các nước (ví dụ như Choudhri và Hakura, 2006, và
Mihaljek et al., 2000). Trong nghiên cứu này, chúng tôi áp dụng phương pháp tiếp cận
của chúng tôi với một số lượng đáng kể các nước thuộc ba thị trường chính mới nổi trên
thế giới, cụ thể là, châu Á, Mỹ Latinh, Trung và Đông Âu. Đồng thời, chúng tôi sử dụng
cách tiếp cận tương tự với ba nền kinh tế công nghiệp lớn, đảm bảo kết quả so sánh chéo
giữa các quốc gia. Bằng cách ước lượng mô hình cho mỗi quốc gia trong thời gian dài
nhất có thể, để ước tính được mức độ truyền dẫn chính xác nhất có thể ở mỗi quốc gia. Về
mặt này, dữ liệu để phân tích là dữ liệu theo quý và có thể so sánh cũng như phù hợp với
từng quốc gia, và sử dụng những dữ liệu có sẵn cho các thị trường mới nổi. Điều này
cũng giúp chúng ta đáp ứng những yêu cầu của một phương pháp tiếp cận dựa trên mối
tương quan của các biến để tránh bỏ sót các biến.
Sau đó chúng tôi sử dụng kết quả của quốc gia chúng tôi để kiểm tra những suy luận
thông thường rằng ERPT trong thị trường mới nổi cao hơn trong các nền kinh tế công
nghiệp và để điều tra mẫu của hiệu ứng truyền dẫn tỷ giá thông qua mối tương quan, theo
hướng của McCarthy (2000) và Choudhri và Hakura (2006). Dù ERPT có cao hơn hoặc
không cao hơn trong các thị trường mới nổi, thì cũng ảnh hưởng đến việc xác định cán




6

cân thương mại và lựa chọn chế độ tỷ giá của một nước. Một hiệu ứng truyền dẫn tương
đối cao cho những nước đang phát triển được xem là một cơ sở tốt để các nước đang phát
triển lựa chọn chế độ cố định hay thả nổi. Điều đó cũng rất là quan trọng bởi vì hiệu ứng
truyền dẫn thấp trong các thị trường mới nổi có thể cho rằng sức mạnh thị trường của
những doanh nghiệp trong những quốc gia này liên tục tăng và không giảm, theo xu

hướng toàn cầu hóa. Những thị trường mới nổi, với những đặc điểm riêng biệt đã làm nó
trở nên khó khăn hơn khi muốn ước lượng độ tin cậy của ERPT. Một số quốc gia Châu Á
thường xuyên theo đuổi chính sách linh hoạt nhằm mục đích kiểm soát tỷ giá. Các quốc
gia Trung và Đông Âu đã trải qua những biến đổi cơ bản của nền kinh tế trong những
năm 1990. Kết luận lại, Thổ Nhĩ Kỳ và một số quốc gia Châu mỹ Latin đã chịu ảnh
hưởng mạnh do những bất ổn kinh tế vĩ mô bởi tỷ lệ lạm phát cao và sự thay đổi tỷ giá
mạnh mẽ.
Những kết quả của chúng tôi chỉ hỗ trợ phần nào quan điểm về ERPT trong những thị
trường mới nổi cao hơn những nước phát triển ( sử dụng như một tiêu chuẩn Mỹ, khu vực
đồng Euro và Nhật). Cụ thể hơn, hiệu ứng truyền dẫn tác động đến giá tiêu dùng là khá
nhỏ. Bài viết này hỗ trợ tổng thể học thuyết của Taylor, chứng thực được mối tương quan
giữa hiệu ứng truyền dẫn và lạm phát trong thị trường mới nổi. Mối liên kết này mang ý
nghĩa thống kê để xác định những phối hợp khác nhau sau khi hai nước ngoại biên được
loại trừ. Như trong các tài liệu liên quan, có một mối tương quan yếu giữa sự sụt giảm tỷ
giá hối đoái và lạm phát xuất phát từ nghiên cứu trường hợp của những nước có nền kinh
tế mở cửa cao và những nước này chịu ít áp lực lên lạm phát sau khi sự mất giá lớn của
các đồng tiền của họ.
Phần còn lại của bài viết gồm : Phần 2 và 3 tổng quan về các nghiên cứu, mô tả phương
pháp nghiên cứu và dữ liệu của những nước mà chúng ta xét tới. Phần 4 trình bày những
kết quả thực nghiệm . Và cuối cùng là phần 5 bao gồm những kết luận chính.
2. Tổng quan các kết quả nghiên cứu trước đây
Công trình nghiên cứu về hiệu ứng truyền dẫn tỷ giá hối đoái vào các chỉ số giá đã được
phát triển trong hơn hai thập niên qua. Xuất phát từ nhiều quan điểm khác nhau, các
nghiên cứu thực nghiệm đã chứng thực vai trò của ERPT trong nền kinh tế nhỏ và lớn.
Các nghiên cứu được tiến hành ở những nước phát triển bao gồm Anderton (2003),
Campa and Goldberg (2004), Campa et al. (2005), Gagnon và Ihrig (2004), Hahn (2003),
Ihrig et al. (2006) và McCarthy (2000). Bên cạnh đó cũng có những nghiên cứu dành cho
nền kinh tế thị trường mới nổi, trong đó bao gồm sự so sánh chéo giữa các quốc gia như
Choudhri và Hakura (2006), Frankel et al. (2005) và Mihaljek et al. (2000).

7

Theo Goldber, P.K., and M.M. Knetter (1997) hiệu ứng ERPT được định nghĩa là sự thay
đổi tỷ lệ phần trăm trong giá nhập khẩu địa phương tiền tệ do sự thay đổi 1% trong tỷ giá
hối đoái giữa nước xuất khẩu và nước nhập khẩu.
Có rất nhiều nghiên cứu về đặc tính của hiệu ứng ERPT. Hung, Kim và Ohno (1993) cho
thấy rằng hầu như không có bất kỳ mối tương quan giữa kích thước của quốc gia và mức
độ điều chỉnh giá xuất khẩu. Ngoài ra, Yang (1997) phát hiện hiệu ứng truyền dẫn tương
quan dương với sự khác biệt sản phẩm và âm đến tính đàn hồi của chi phí cận biên. Sau
đó, Yang (1998) phát hiện hiệu ứng là không đầy đủ, và là lớn hơn cho xuất khẩu hơn
so với nhập khẩu của Mỹ. Bổ sung ý kiến của Yang, Kardasz và Stollery (2001)
đo lường hiệu ứng ERPT tại Canada cho rằng hiệu ứng truyền dẫn khác nhau rất nhiều
giữa các ngành. Không những thế, Campa và Goldberg (2005) hiệu ứng ERPT khác
nhau rất nhiều giữa các quốc gia. Cụ thể, Choudhri và Hakura (2001) cho rằng đối với các
nước lạm phát cao, hiệu ứng ERPT cao hơn và ngược lại. Trong nghiên cứu thực nghiệm
của Michele Ca’ Zorzi, Elke Hahn & Marcelo Sánchez (2007) hiệu ứng ERPT là không
hoàn toàn và thấp ở các nước mới nổi có lạm phát là một con số.Thậm chí hiệu ứng
truyền dẫn của tỷ giá đến từng thành phần của chuỗi phân phối cũng rất khác nhau,
McCarthy (2000) sử dụng dữ liệu giá nhập khẩu , PPI và CPI hàng quý của 9 nước phát
triển cho thấy rằng hiệu ứng truyền dẫn là rất nhỏ, và lớn nhất về giá nhập khẩu, thứ hai
trên PPI, và sau đó chỉ số giá tiêu dùng.
Nhiều nghiên cứu cũng khẳng định ERPT có khuynh hướng giảm trong những năm gần
đây. Kim (1990) cho rằng độ nhạy của giá nhập khẩu đối với các thay đổi của tỷ giá giảm
trong những năm 1980, với hành vi “định giá thị trường” với dữ liệu giá trị nhập khẩu đơn
vị hàng quý của Mỹ. An, Lian (2006), hiệu ứng ERPT ở các quốc gia là không hoàn toàn
và mức độ ngày càng giảm. Hai ông cho rằng mức độ truyền dẫn là lớn hơn trong các nền
kinh tế nhỏ có tỷ trọng nhập khẩu lớn, ít biến động trong tỷ giá và GDP, có tỷ lệ lạm phát

cao và có nhiều cú sốc trong chính sách tiền tệ. Hiệu ứng truyền dẫn lớn đối với những
nước có thị phần nhập khẩu lớn và các cú sốc tỷ giá hối đoái dai dẳng hơn. Trong dài
hạn, Hufner và Schroder (2002) và Kikuchi và Sumner (2002) cho rằng hiệu ứng
ERPT là hoàn toàn. Những nghiên cứu gần đây như Kara và Ogunc (2005) cho thấy hiệu
ứng ERPT chậm lại và giảm sau khi áp dụng chế độ tỷ giá hối đoái thả nổi. Paul Castillo,
Luis R. Maertens Odría y Gabriel Rodríguez(2011) đo lường hiệu ứng ERPT giảm đáng
kể từ khi Peru áp dụng lạm phát mục tiêu.
Theo một cách truyền thống, các nhà kinh tế đã đơn giản hóa giả thuyết rằng các sản
phẩm và dịch vụ đồng nhất ở các nước khác nhau sẽ có cùng mức giá, nghĩa là sức mua




8

tương đương (Điều kiện ngang bằng sức mua -PPP). Tuy nhiên, theo thực nghiệm cho
thấy, giả định này nhìn chung không được ủng hộ, ít nhất là trong trường hợp nghiên cứu
ở các quốc gia nhỏ, trong ngắn và trung hạn. Phù hợp với bằng chứng này, nghiên cứu lý
thuyết, được phát triển trong hơn hai thập niên qua, đã tìm ra nhiều nguyên nhân khác
nhau lý giải vì sao ERPT tác động đến giá là chưa hoàn toàn. Nghiên cứu thực nghiệm đã
chứng tỏ rằng PPP không tồn tại trong ngắn hạn. Có rất nhiều lí do khiến ngang giá sức
mua không được duy trì liên tục do bên cạnh chênh lệch về lạm phát thì tỷ giá hối đoái
còn chịu rất nhiều ảnh hưởng của các nhân tố khác dẫn đến mô hình lí thuyết PPP trong
thế giới thực rất khó xảy ra với những giả định hoàn hảo như không có chi phí vận
chuyển, thuế quan và hạn ngạch, cạnh tranh hoàn hảo….
Dornbusch (1987) đã chứng minh sự truyền dẫn không hoàn toàn phát sinh ở các công ty
hoạt động trong thị trường cạnh tranh không hoàn hảo và điều chỉnh sự tăng giá để đáp
ứng với cú sốc tỷ giá. Các công ty có sức mạnh độc quyền bán các sản phẩm khác biệt, có
động cơ để bán lại với giá khác nhau tại các thị trường có sở thích khác nhau. Trong một
thị trường nhất định, quyền định giá của họ được xác định bởi mức giá mà họ tính phải

tương đối so với các đối thủ cạnh tranh của họ. Thay đổi trong tỷ giá hối đoái ảnh hưởng
đến mức giá tương đối và do đó ảnh hưởng đến sức mạnh độc quyền và do quyết định giá
của doanh nghiệp: kết quả là và hiệu ứng ERPT có thể chỉ là một phần. Burstein et al.
(2003) lại nhấn mạnh vai trò của các yếu tố đầu vào (phi thương mại) của chuỗi hàng hóa
thương mại. Burstein et al. (2005) chỉ ra vấn đề đo lường trong chỉ số CPI, đó là đã lờ đi
việc điều chỉnh chất lượng của hàng hóa thương mại khi có sự điều chỉnh lớn trong tỷ giá.
Một lý luận khác đã nhấn mạnh vai trò của chính sách tài khóa và chính sách tiền tệ trong
việc hạn chế ảnh hưởng của sự thay đổi tỷ giá lên giá (Gagnon và Ihrig, 2004). Devereux
và Engel (2001) và Bacchetta và Van Wincoop (2003) đã khảo sát vai trò của giá đồng
nội tệ trong việc giảm mức độ ERPT. Sự khác biệt về chính sách tiền tệ: Hiệu ứng ERPT
cũng có thể phụ thuộc vào chính sách tỷ giá và chính sách tiền tệ của một quốc gia.
Chính sách tiền tệ ổn định hơn và tỷ lệ lạm phát thấp thấp hơn sẽ dẫn đến mức độ hiệu
ứng ERPT thấp hơn, vì ít có khả năng nhà xuất khẩu nước ngoài sẽ truyền dẫn các thay
đổi tỷ giá hối đoái (Taylor, 2000).
Chứng minh cho những lý thuyết khác nhau, nghiên cứu thực nghiệm ở cả những nền
kinh tế tiên tiến và mới nổi đều cho thấy hiệu ứng ERPT là không hoàn toàn. Những
nghiên cứu cũng tìm thấy bằng chứng về sự khác biệt đáng kể giữa các quốc gia, và đã đặt
ra câu hỏi về những yếu tố cơ bản nào quyết định mức độ truyền dẫn. Taylor (2000) đã
đưa ra giả thuyết rằng sự phản ứng của giá đối với sự biến động của tỷ giá hối đoái phụ
thuộc vào tỷ lệ lạm phát. Lý do cho điều này liên quan đến mối tương quan giữ mức độ và




9

tính dai dẳng của lạm phát, cùng với mối tương quan giữa lạm phát và hiệu ứng truyền
dẫn. Mối tương quan thứ hai được thể hiện như sau: lạm phát càng dai dẳng, sự biến động
của tỷ giá càng ít và nhiều công ty sẽ thay đổi giá cả hàng hóa, chứ không phải tỉ suất lợi
nhuận, nên dẫn đến việc ERPT sẽ cao hơn. Vì vậy, ERPT phải cao hơn ở những nước, nơi

mà những thay đổi tỷ giá thường kéo dài (tỷ giá ổn định hơn).
Các bằng chứng từ các nghiên cứu khác nhau hỗ trợ tổng thể cho giả thuyết Taylor. Mối
tương quan giữa mức độ truyền dẫn và lạm phát dường như mạnh hơn khi nghiên cứu thị
trường mới nổi (tham khảo bảng dữ liệu trong Choudhri và Hakura, 2006). Không có gì là
đáng ngạc nhiên khi lập luận lý thuyết của Taylor trở nên ý nghĩa hơn đối với trường hợp
tỷ lệ lạm phát cao.
3
Một yếu tố quan trọng khác quyết định ERPT, từ một quan điểm mang tính lý thuyết đó là
mức độ mở cửa thương mại của một nước. Những nước có nền kinh tế mở cửa cao và
chịu ít áp lực lên lạm phát (giá nhập khẩu và giá tiêu dùng) sau sự mất giá lớn của các
đồng tiền của họ. Tuy nhiên, vấn đề trở nên phức tạp hơn khi cho rằng lạm phát có thể tỷ
lệ nghịch với sự mở cửa nền kinh tế, như thực nghiệm được khám phá bởi Romer (1993)
4
.
Một sự thay đổi trong tỷ giá có thể được truyền trực tiếp hoặc gián tiếp đến giá cả. Kênh
truyền dẫn trực tiếp được điều khiển bởi khu vực bên ngoài nước như giá mặt hàng nhập
khẩu. Sự thay đổi trong giá nhập khẩu gần như được truyền dẫn vào giá sản xuất và tiêu
dùng của nền kinh tế nếu các nhà sản xuất tăng giá của họ phù hợp với sự tăng lên trong
giá nhập khẩu. Kênh truyền dẫn gián tiếp của tỷ giá đề cập đến cạnh tranh của hàng hóa
trên thị trường quốc tế. Một sự giảm sút trong tỷ giá làm cho sản phẩm nội địa trở nên rẻ
hơn đối với người tiêu dùng nước ngoài và hệ quả là tổng cầu và xuất khẩu sẽ tăng lên
đem đến sự tăng lên trong mức giá nội địa. 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 (Kahn 1987).



3
Điều đáng chú ý là hiệu ứng truyền dẫn tỷ giá cũng có thể cao hơn trong thị trường mới nổi bởi vì khu vực tư có ít
các công cụ bảo vệ hơn. Trong một thị trường cạnh tranh không hoàn hảo, nó hàm ý rằng tỷ giá hối đoái ảnh hưởng
nhiều hơn đến hành vi định giá. Định giá thị trường được định nghĩa là sự thay đổi % trong giá sản phẩm của nước

xuất khẩu theo đồng tiền của nước xuất khẩu do một sự thay đổi trong tỷ giá hối đoái %. Như vậy, mức độ của định
giá thị trường lớn hơn, thì mức độ của hiệu ứng ERPT thấp hơn.
4
Tác giả đã cung cấp một giải thích lý thuyết cho kết quả này, liên quan đến những khó khăn trong việc theo đuổi
các chính sách ổn định trong nền kinh tế mở, nhỏ.




10

3. Phương pháp nghiên cứu
3.1. Phương pháp
Phân tích được thực hiện bằng cách sử dụng một mô hình VAR tiêu chuẩn như trong (1):


=  + ∅



+ 




Với 

là vector của biến nội sinh, c là hằng số, ∅

là ma trận hệ số tự hồi quy và 


là quá
trình nhiễu trắng . Việc xác đinh các cú sốc cấu trúc được thực hiện bằng cách đưa những
biến được quan tâm vào một cách thích hợp và dùng phân tích Cholesky cho ma trận
phương sai của phần dư 

.
Như một điểm khởi đầu của việc phân tích, mô hình VAR sáu biến tương tự như của
McCarthy, 2000 và Hahn, năm 2003, phát triển. Mô hình VAR cơ bản áp dụng cho các
quốc gia khác nhau bao gồm chỉ số giá dầu, oil
t
, biến sản lượng y
t
, tỷ giá hối đoái e
t
, chỉ
số giá nhập khẩu pimp
t
, chỉ số giá tiêu dùng cpi
t
và lãi suất ngắn hạn i
t
. Tỷ giá hối đoái
và hai biến giá là các biến quan trọng trong phân tích của chúng tôi. Các biến sản lượng
và chỉ số giá dầu được thêm vào để mô tả tác động đến nền kinh tế. Việc đưa lãi suất trên
thị trường tiền tệ, bao gồm cả tác động của chính sách tiền tệ, ảnh hưởng đến quan hệ
truyền dẫn.
Trong mô hình cơ sở các biến được liệt kê ở trên. Ta sử dụng phương pháp đệ quy để xác
định những cú sốc ảnh hưởng đến biến tương ứng và các biến sau và đưa ra độ trễ, nhưng
không có tác động (ảnh hưởng) tới những biến trước. Đây là phương pháp để sắp xếp các

biến theo một thứ tự thích hợp, để có 1 chuỗi những tác động. Ta tìm được biến đầu tiên
trong chuỗi của chúng ta đó là giá dầu. Giá dầu ảnh hưởng đến tất cả các biến khác trong
hệ thống nhưng giá dầu không bị ảnh hưởng bởi các biến khác. Các biến tiếp theo trong
hệ thống là sản lượng và tỷ giá hối đoái. Chúng ta ngầm giả có những cú sốc tác động lên
tỷ giá hối đoái và cú sốc tỷ giá hối đối cũng tác động lên các biến sau nó. Các biến giá
được đưa vào tiếp theo cũng bị ảnh hưởng bởi tất cả các cú sốc nói trên. Sau chuỗi giá cả,
giá nhập khẩu đi trước giá tiêu dùng cho thấy những cú sốc giá nhập khẩu tác động trên
giá tiêu dùng nhưng không phải ngược lại. Lãi suất được đưa vào cuối cùng, đại diện cho
thị trường tiền tệ và một phần của chính sách tiền tệ, chịu tác động của tất cả các biến
trong mô hình. Thứ tự săp xếp các biến trên là một trong những lựa chọn hợp lý. Do đó,
chúng tôi tiến hành phân tích độ nhạy sử dụng 2 mô hình thích hợp khác.





11

3.2. Mô tả dữ liệu
Trong nghiên cứu này chúng tôi tập trung phân tích những nước từ ba khu vực lớn của thế
giới, Châu Á (Trung Quốc, Hàn Quốc, Singapore, Đài Loan và Hồng Kông), Trung và
Đông Âu (Cộng hòa Séc, Hungary, Ba Lan) cộng với Thổ Nhĩ Kỳ, và Châu Mỹ La Tinh
(Argentina, Chile và Mexico). Đây là những quốc gia có nền kinh tế mới nổi trong vùng
5
.
Đối với mỗi nước, ta thu thập dữ liệu theo quý càng xa càng tốt. Đối với giá dầu, ta lấy
chỉ số giá dầu thô tính bằng đô la Mỹ. Biến sản lượng là GDP, mặc dù trong một vài
trường hợp chúng tôi đã sử dụng chỉ số sản xuất công nghiệp để có được một khoảng thời
gian dài hơn cho mẫu. Đối tỷ giá hối đoái, chúng ta sử dụng tỷ giá hối đoái danh nghĩa
hiệu dụng. Hơn nữa, nhập khẩu nội tệ và giá tiêu dùng được bao gồm, ngoại trừ Trung

Quốc, vì không có thống kê giá tiêu dùng cùng với chuỗi giá nhập khẩu. Cuối cùng, lãi
suất ngắn hạn đại diện cho công cụ của chính sách tiền tệ. Mẫu được xác định bằng dữ
liệu sẵn có
6
, nó thay đổi giữa các nước (có phụ lục cho một mô tả chi tiết về các nguồn dữ
liệu, và các hàng đầu tiên trong Bảng 1 và 2 cho thời gian của mẫu thu thập).
Một bảng tóm tắt của các điều kiện kinh tế vĩ mô trung bình tại các thị trường mới nổi
trong giai đoạn mẫu được thể hiện trong Bảng 1. Lạm phát trung bình tương đối thấp ở
các nước châu Á, đặc biệt là trong các trường hợp của Đài Loan và Singapore. Hai nước
quản lý để kết hợp tăng trưởng GDP thực cao, lạm phát thấp và tỷ giá hối đoái danh nghĩa
hiệu dụng ổn định, cả về giá trị và về sự biến động. Trung và Đông Âu đã kết hợp tăng
trưởng sản lượng khoảng 2 và 3% là tỷ lệ tương đối cao và đang giảm lạm phát. Giảm
phát đã đạt được ghi nhận tại Cộng hòa Séc, trong bối cảnh nền kinh tế suy thoái kéo dài
trong một số năm sau khi cuộc khủng hoảng ngân hàng năm 1997. Trong giai đoạn xem
xét, sự trở lại với hệ thống nền kinh tế thị trường, Cộng hòa Séc, Hungary và Ba Lan, một
phần liên quan đến hiệu ứng Balassa-Samuelson, bị đánh giá thấp của giai đoạn đầu của
tái cơ cấu.


5
Quốc gia có kích thước tương đối lớn đã được loại trừ khỏi phân tích là Brazil, bởi vì các kết quả thu được
không hợp lý, mức độ biến động trong các dữ liệu cao và lạm phát hàng năm cao hơn 1000% trong suốt thời
gian giữa 1992Q1 và 1994Q4.
6
Chúng tôi lựa chọn nguồn dữ liệu từ những tổ chức quốc tế (Thống kê của IMF tài chính quốc tế, chỉ số kinh
tế chính OECDs ', và BIS, và nguồn khác) tiếp theo các nguồn trong nước (nguồn có sẵn thường xuyên thông
qua các nhà cung cấp tin dữ liệu quốc tế). Yêu cầu đặt ra là phải một bộ dữ liệu phù hợp và tránh gián đoạn dữ
liệu do lỗi trong quá trình tổng hợp dữ liệu.

12

Một số quốc gia đã trải qua áp lực lạm phát lớn trong giai đoạn mẫu được xem xét. Điều
kiện kinh tế vĩ mô tài chính không chắc chắn, trầm trọng là Argentina, với cơn bão tài
chính kéo dài và tình trạng siêu lạm phát.
Áp lực lạm phát cao và biến động tỷ giá hối đoái cao ởThổ Nhĩ Kỳ với những khó khăn
tài chính nghiêm trọng nổ ra nhiều lần. Ở Mexico, bất ổn thị trường được thể hiện bởi sự
biến động tỷ giá hối đoái danh nghĩa hiệu dụng cao. Chile giữ lạm phát trung bình thấp
hơn khoảng 13% như ghi nhận từ năm 1980. Cuối cùng, nhiều thị trường mới nổi có nền
kinh tế mở trong mẫu của chúng ta. Lấy chuẩn là % nhập khẩu trên GDP, chúng ta thấy
rằng các nền kinh tế mở nhất trong mẫu của chúng ta là Hồng Kông, Singapore tiếp theo
là Cộng hòa Séc và Hungary. Các nền kinh tế lớn hơn, Trung Quốc và Argentina tương
đối khép kín so với các thị trường mới nổi khác trong nghiên cứu này.
Mức độ ERPT trong mỗi quốc gia được được đo lường bởi mô hình (1) cho các vector
được chọn của các biến nội sinh, dữ liệu là chuỗi thời gian. Kiểm tra Unit root test cho
thấy hầu hết các biến trong các nước được coi không dừng (chỉ có lãi suất dừng trong một
số trường hợp), trong khi kiểm định đồng liên kết Johansen cung cấp thể hiện mối quan
hệ cân bằng dài hạn có thể có giữa các biến trong một số quốc gia. Kiểm định đồng liên
kết sẽ kiểm định chuỗi phần dư sau mô hình có dừng không, nếu các chuỗi trong mô hình
là không dừng mà chuỗi phần dư là dừng nghĩa là nó đồng liên kết, nó sẽ có quan hệ cân
bằng với nhau trong dài hạn. Đối với chuỗi không dừng ta tiền hành lấy sai phân bật một
để được một chuỗi dừng cho mô hình VAR. Mô hình Var sau khi lấy sai phân bậc một
của các biến, bỏ qua với mô hình Error Correction Vector Model (VECM), đối với mô
hình VECM thì có thể áp dụng khi có đồng liên kết, có thể dẫn đến số sai nếu các biến
hội tụ. Tuy nhiên, trong phân tích của chúng tôi: (i) tập trung vào các động lực ngắn hạn
bỏ qua mối quan hệ cân bằng dài hạn giữa các biến, và (ii) mẫu ngắn hạn trong một số các
thị trường mới nổi nền kinh tế. Một lựa chọn khả thi sẽ là một mô hình VAR cho các cấp
bậc của biến. Tuy nhiên, đáng nói là ước lượng cho các biến và VECM cũng không giải

quyết được vấn đề (xem, ví dụ, Favero, 2001). Nếu xảy ra đồng liên kết, dùng các phương
pháp cũ thì tham số không còn ý nghĩ nữa. Các VECM sẽ mang lại ước tính không phù
hợp nếu vector đồng liên kết sai được đưa vào mô hình.
7

Cụ thể hơn, mô hình VAR của các biến không dừng gồm các biến
∆oil
t
, ∆y
t
, ∆e
t
,
∆pimp
t
, ∆cpi
t

và cuối cùng, tùy thuộc vào kết quả kiểm định Unit root test, chọn
i
t
hoặc
∆i
t .
Tất cả các
mô hình được ước lượng với hằng số và biến giả theo mùa. Chiều dài độ trễ của VAR cho
mỗi quốc gia được xác định bằng cách nhìn vào các tiêu chí thông tin khác nhau cũng như

13

một số kiểm định khác. Tiêu chí thông tin được sử dụng để giúp xác định độ dài trễ tối ưu,
nhưng quyết định cuối cùng dựa trên các kiểm định trên từng biến của mô hình.
Trong hai phần tiếp theo, chúng tôi lần thảo luận về các kết quả cho ERPT đến giá trong
nước trong nền kinh tế thị trường mới nổi và so sánh chúng với nhóm kiểm soát chúng ta
là mô hình cho nền kinh tế tiên tiến. Sau đó chúng tôi tìm mối liên hệ của ERPT giữa các
quốc gia và một số yếu tố quyết định bằng cách tính toán hệ số tương quan. Cuối cùng,
chúng tôi kiểm định những kết quả này bằng cách áp dụng hai mô hình nhận dạng thay
thế.

4. Nội dung và các kết quả nghiên cứu
Ước lượng của ERPT trên giá nhập khẩu và giá tiêu dùng cho tất cả các nước thị trường
mới nổi trong mẫu của chúng tôi được tóm tắt trong Bảng 3 và 4 cho 4 quý và 8 quý. Đối
với hầu hết các quốc gia kết quả của chúng tôi nói chung có vẻ hợp lý cả về chỉ số CPI và
giá nhập khẩu. ERPT giảm dọc theo chuỗi giá, giá nhập khẩu cao hơn giá tiêu dùng. Đặc
biệt, một năm sau cú sốc truyền dẫn vào giá nhập khẩu cao trong các trường hợp của
Argentina, Chile, Hungary, Mexico, Ba Lan và Thổ Nhĩ Kỳ, thấp hơn một chút tại Cộng
hòa Séc và Hàn Quốc , và khá thấp ở hầu hết các nước châu Á khác
9
. ERPT vào chỉ số
CPI cao nhất ở Hungary và Mexico. Ở châu Á, truyền dẫn vào chỉ số CPI thấp cả bốn quý
và tám quy. Trường hợp của Singapore, các hệ số không có ý nghĩa thống kê và tiến gần
về 0.
Chúng tôi áp dụng mô hình tương tự cho khu vực đồng tiền chung Châu Âu, Mỹ và Nhật
Bản, và thấy được hệ số truyền dẫn tại các thị trường mới nổi cao hơn. Ở bảng 5 , kết quả
ước lượng cho khu vực đồng tiền chung Châu Âu phù hợp với nghiên cứu trước đây (xem
Hahn, 2003)
10

hay phương pháp khác (xem ví dụ Anderton, 2003, và Campa et al., 2005,
cho giá nhập khẩu). Kết quả cũng cho thấy sự truyền dẫn tỷ giá hối và cả giá nhập khẩu và
giá tiêu dùng ở Hoa Kỳ thấp, (xem Gagnon và Ihrig, 2004, giá tiêu dùng).


7
Marcet (2005) chỉ ra rằng ấp dụng kỹ thuật cho đồng liên kết và VAR bậc cao hơn không tốt hơn lấy sai phân.
8
Chiều dài trễ lựa chọn cho các nền kinh tế thị trường mới nổi nói chung là bốn, ngoại trừ Đài Loan, Cộng hòa
Séc và Hungary (ba độ trễ) và Chile (hai). Trên cơ sở kiểm định Unit Root test, lấy sai phân của biến lãi suất danh
nghĩa của Hungary và Hàn Quốc, và cùng độ trễ cho tất cả các quốc gia mới nổi khác. Đối với những nước phát
triển, độ trễ là 3 được sử dụng cho Mỹ và 2 cho khu vực tiền chung Châu Âu và Nhật Bản, tương ứng, lãi suất lấy
sai phân bậc 1 cả ba nền kinh tế phát triển.
9
Hai năm sau cú sốc dự toán cao hơn, nhưng với sự không chắc chắn lớn xung quanh dự toán trong các quốc gia
này vẫn không thống kê khác nhau từ một.




14


Tại Nhật Bản, truyền dẫn tỷ giá hối vào chỉ số CPI rất nhỏ cả 4 quý và 8 quý. Về giá nhập
khẩu, Nhật Bản cao hơn khu vực đồng tiền chung Châu Âu và Mỹ, kết quả tương tự khi
ước lượng cho 1 năm. So sánh hệ số ước tính truyền dẫn tỷ giá của các nền kinh tế phát
triển và nền kinh tế mới nổi, kết quả của chúng tôi không phải lúc nào ERPT của thị
trường mới nổi cao hơn so với các nước phát triển. Cụ thể hơn, chúng ta thấy rằng trong
nền kinh tế mới nổi lạm phát thấp (đặc biệt là các nền kinh tế châu Á) truyền dẫn vào giá
tiêu dùng là khá thấp.

Tiếp theo chúng tôi phân tích về các yếu tố quyết định kinh tế vĩ mô của ERPT. Tương
quan giữa hệ số truyền dẫn và lạm phát có đúng với giả thuyết của Taylor. Chúng tôi phân
tích mối quan hệ giữa hệ số ERPT và lạm phát cho các thị trường mới nổi sau một năm
trong mẫu (xem hình 1)
11
.
Hình 1: Truyền dẫn vào giá tiêu dùng và lạm phát trung bình ở thị trường mới nổi
(Trục tung: thay đổi của giá tiêu dùng sau khi tỷ giá thay đổi 1% sau một năm; trục tung: lạm phát trung bình)
Lưu ý: Các mô hình được sử dụng là mô hình cơ sở (xem văn bản chi tiết). Các nước trong bảng xếp hạng
là: Argentina (AG), Thổ Nhĩ Kỳ (TK), Mexico (MX), Cộng hòa Séc (CZ), Hungary (HN), Ba Lan (PL),
Chile (CL), Hàn Quốc (KR), Trung Quốc (CN), Hồng Kông (HK), Đài Loan (TW), Singapore (SG).

10
Khác nhau giữa phân tích của chúng tôi và Hahn (2003) là Hahn sử dụng giá nhập khẩu phi dầu mỏ.
Khi truyền dẫn thì hàng hóa như dầu là cao, hệ số truyền dẫn cho tổng giá nhạp khẩu cao hơn giá nhâp
khẩu loại trừ dầu mỏ là hợp lý.
11
Biểu đồ tương tự cho quý 4 và quý 8.




15

Như hình 1, hai vùng được xác định. Vùng đầu tiên, lạm phát trung bình hàng năm ít hơn
10% , hệ số ERPT thấp (thường ít hơn 10%). Vùng 2, trong đó lạm phát trung bình hàng
năm cao hơn - từ 10 đến 20%, hệ số ERPT đến giá tiêu dùng cao hơn (khoảng 40%). Kết
quả trên hình 1 cho thấy những quốc gia này phù hợp với giả thuyết Taylor. Argentina và
Thổ Nhĩ Kỳ đi ngược lại với thuyết Taylor, có lạm phát trung bình cao trong (trên 60%)
trong khi hệ số truyền dẫn vào giá tiêu dùng thấp. Nếu hai nước này được đưa vào phân

tích, giả thuyết của Taylor sẽ bị phá vỡ. Phương pháp VAR không thể áp dụng cho những
nước có nền kinh tế bất ổn với lạm phát cao hay siêu lạm phát. Lấy ví dụ Argentina, mẫu
có quá nhiều vấn đề cần quan tâm bao gồm sự tăng đột ngột trong các biến tài chính (tốc
độ điều chỉnh ở cấp độ "bình thường"). Ta giới hạn mẫu để loại trừ siêu lạm phát, mẫu lại
trở nên quá ngắn và mang tính cục bộ, có thể dẫn đến sai lệch cái nhìn về lạm phát cao. Ví
dụ khi kết thúc giai đoạn lạm phát cao, ổn định kinh tế vĩ mô vẫn đang tiếp diễn, và kết
hợp tăng giá đồng tiền (phục hồi từ đánh giá thấp mạnh thường liên quan đến tập phim
siêu lạm phát). Trong những trường hợp đó, khó có thể khôi phục lại mối quan hệ cơ bản
giữa tỷ giá và giá cả với những tác động bất thường trong môi trường kinh tế không ổn
định. Mô hình VAR không phải lúc nào cũng phù hợp tất cả các nền kinh tế, khi giá, tỷ
giá, lãi suất quá bất ổn. Do đi ngược với giả thuyết Taylor, ta sẽ loại 2 mẫu Thổ Nhĩ Kỳ
và Argentina.
Để xem xét về mối tương quan của truyền dẫn tỷ giá và lạm phát ta dùng 2 công cụ đo
lường hệ số tương quan của Pearson và Spearmen xếp hạng hệ số tương quá giữa hệ số
truyền dẫn với một tham số. Kết quả thể hiện trong Bảng 6. Kết quả cho thấy rằng có
tương quan giữa lạm phát và hệ số truyền dẫn ở 4 quý và 8 quý. Hệ số tương quan có ý
nghĩa thống kê cả trong trường hợp của Pearson và hệ số tương quan Spearman mẫu 4
quý và 8 quý với mức ý nghĩa 1%. Các khác của nền kinh tế vĩ mô cũng có tương quan
với ERPT, mặc dù mức độ có ý nghĩa nhỏ hơn. Như nghiên cứu Choudhri và Hakura
(2006) và McCarthy (2000), chúng ta không thấy có tương qua của truyền dẫn tỷ giá vào
giá tiêu dùng và nền kinh tế mở. Phù hợp với kết quả trước đó không có tương quan giữa
lạm phát và mở cửa theo báo cáo của Romer (1993). Sau khi điều chỉnh lạm phát, hệ số
tương quan giữa sự truyền dẫn và cởi mở tích cực hơn, mặc dù không có ý nghĩa thống
kê.
Kiểm định Robustness
Trong phần này, chúng tôi đánh giá mức độ kết quả nghiên cứu rất nhạy với sự lựa chọn
sắp xếp chặt chẽ và một vài thay đổi trong các biến số. Chúng tôi ước lượng lại mô hình
với hai mô hình lựa chọn sắp thứ tự nhận dạng, dựa trên hai lựa chọn các biến số trong
phân tích Cholesky. Trong phần đầu, chúng ta thực hiện sắp xếp thứ tự các biến sau đây
(lựa chọn mô hình 1), chỉ số giá dầu oil

t
, lạm phát i
t
, biến sản lượng y
t
, tỷ giá hối đoái e
t
,
chỉ số giá nhập khẩu pimp
t
, chỉ số giá tiêu dùng cpi
t
, đặc biệt ở đây lãi suất được để trước




16

tỷ giá hối đoái, như đề xuất trong ví dụ bởi Choudhri è al (2002). Sự sắp xếp này cho
phép cùng với sự phản ứng của tỷ giá hối đoái để truyền dẫn trong công cụ chính sách
tiền tệ. Điều này có thể giải thích những tiêu chuẩn căn bản trong kinh doanh chêch lệch
lãi suất, bằng cách đổi đồng tiền có lãi suất cao hơn – bằng những thứ khác nhau– thu hút
tiền tệ bằng cách khai thác làm mất đi phương trình kinh doanh chênh lệch giá. Ước
lượng tỷ giá truyền dẫn dưới sự nhận biết thay thế các lựa chọn tương tự như những cuộc
thảo luận trong phần trước (xem bảng 7 và bảng 8). Một trường hợp ngoại lệ đó là
Hungary, ở đây ước lượng truyền dẫn tỷ giá cả hai giá nhập khẩu và chỉ giá tiêu dùng CPI
giảm đáng kể. Về giá nhập khẩu, một năm trước sau cú sốc hệ số truyền dẫn cao và khác
nhau đáng kể một trong những nước Argentina, Mexico và Balan. Trường hợp nước
Chile, hệ số truyền dẫn giá nhập khẩu được dựa trên giá thấp và gần với mức của nước

Cộng hòa Séc và Hàn Quốc một năm sau cú sốc (ở khu vực giữa vùng 0,7 và 0,8). Một
năm sau cú sốc, mức độ truyền dẫn giá nhập khẩu vẫn còn rất thấp trong trường hợp nước
Singapore và Đài Loan, mặc dù trong trường hợp trước đây nó tăng lên trong 2 năm sau
cú sốc.
Về chỉ số giá CPI, hệ số truyền dẫn vẫn như trước hầu như luôn nhỏ hơn so với giá nhập
khẩu tương đương. Hiện nay hệ số được tìm thấy là mức cao nhất một năm sau cú sốc ở
Cộng hòa Séc, Mexico và Ba Lan. Ở Châu Á, truyền dẫn tỷ giá hối đoái đến giá tiêu dùng
là một trong nhiều thời kỳ giá thấp. Trường hợp ở Singapore, dù điểm ước lượng hệ số số
âm, nó không khác nhau đáng kể gần bằng 0. Kết quả tổng thể đó là tất cả các nước có
đặc điểm chung là chỉ số lạm phát trung bình ít hơn 10% có đặc điểm bởi ước lượng mức
độ truyền dẫn tỷ giá ở mức vừa phải. Trước đó Agentina và Thổ Nhĩ Kỳ hiệu ứng truyền
dẫn giá tiêu dùng ở mức thấp. Loại trừ 2 quốc gia này, sự tương quan hoàn toàn giữa
truyền dẫn và lạm phát vẫn còn được tìm thấy sau cả bốn và 8 rưỡi, mặc dù mức độ ý
nghĩa thấp hơn so với phương pháp kịch bản đầu mà chúng tôi đã xem xét (xem bảng 9).
Đo lường sự bất ổn của nền kinh tế vĩ mô (các biện pháp khác của sự bất ổn kinh tế vĩ
mô) cũng có mối tương quan hoàn toàn với mức độ truyền dẫn tỷ giá ở các mức độ khác
nhau có ý nghĩa ở cả năm đầu và năm thứ hai. Cuối cùng, một lần nữa chúng tôi không
tìm thấy bằng chứng của sự tương quan hoàn toàn ý nghĩa thống kê giữa truyền dẫn tỷ giá
và nền kinh tế mở, sau khi kiểm soát lạm phát.
Xem xét lựa chọn mô hình (lựa chọn mô hình thứ hai) cho trường hợp đường gốc bao
gồm cả sự thay đổi các biến số lẫn xếp thứ tự lựa chọn các biến số trong phân tích
Cholesky. Ở mô hình trước, chúng tôi đã bao gồm 1 biến giá dầu có thể được giải thích
như kết quả đạt được mà còn cung cấp các chi phí nước ngoài do đó đã giúp gỡ rối tác
động kết quả tỷ giá hối đoái ngoại sinh từ những chi phí nước ngoài. Lập luận tương tự áp
dụng giá trong nước. Do đó chúng tôi thay đổi lựa chọn mô hình giá dầu bởi giá sản xuất




17

trong nước ppi
t
nó tính đến sự cần thiết của mô hình dè sẻn. Một biến thay thế để sử dụng
cho mục đích này có thể là tiền công. Tuy nhiên, những biến này chưa thể đưa ra để xem
xét ở các nước. Cần chú ý đến thứ tự các biến, trong mô hình 2 chúng ta đưa ra các quan
điểm lý thuyết thuyết phục hơn bởi giả định cho rằng tỷ giá hối đoái không cùng bị ảnh
hưởng bởi bất kỳ cú sốc của biến số khác trong hệ thống, tức là các biến sắp xếp theo thứ
tự: e
t
, pimp
t
, y
t
, ppi
t
, cpi
t
, i
t
. Có một lý thuyết lớn hơn cho rằng thảo luận truyền dẫn tỷ giá
trên cơ sở mô hình cấu trúc khác nhau, kết luận những lý thuyết khác nhau liên quan tới
xác định tỷ giá hối đoái dựa vào giả thiết cơ bản của mô hình (xem ví dụ Maston, 1990
và Devereux et al 2006). Trong mô hình này, một vai trò quan trọng là giả định liệu các
công ty định giá bằng đồng tiền địa phương nơi họ bán sản phẩm hoặc đồng tiền nơi sản
xuất. Trong khi các mô hình này cung cấp những hiểu biết rõ ràng về các khái niệm
truyền dẫn tỷ giá dựa vào các giả định cơ bản khác nhau của mô hinh, nó ngầm chứa xu
hướng đi đến kết luận mối tương quan giữa tỷ giá hối đoái và một tập hợp nền tảng cơ sở
hợp lý. Tất cả bài nghiên cứu này có khả năng chịu sự phê bình rằng phê bình mà các biến
số kinh tế vĩ mô giải thích một phần nhỏ tỷ giá hối đoái trong ngắn và trung hạn. Đặc biệt,

nó khó để phát hiện trở lại trạng thái ban đầu có nghĩa là tỷ giá hối đoái thực- sau cùng sự
thay đổi xu hướng bởi sự phát triển tỷ giá hối đoái danh nghĩa nó không dễ giải thích nền
tảng này. Mối liên kết này, lựa chọn mô hình 2 cho phép tỷ giá hối đoái bị ảnh hưởng bởi
những cú sốc của biến số khác nhưng chỉ với độ trễ, ngầm giả định cùng với các hệ số
khác ít nhất (giống như “noise trading” hoặc xem xét những thông tin không hoàn hảo –
cả hai đều rất quan trọng trong bối cảnh thị trường mới nổi) có xu hướng chiếm ưu thế.
Mặc dù mô hình tương đối khác nhau, những kết quả mà chúng ta đạt được là đáng chú ý
tương tự như đã thảo luận ở phần trước ( bảng 10 và bảng 11). Truyền dẫn đến giá nhập
khẩu được tạo lập ở phần 1, cả chuỗi thời gian một hai năm ở các nước Argentina, Chile,
Hungary, Poland, Mexico và Thổ Nhĩ Kỳ, trong khi ước tính thấp hơn nhiều ở các nước
Châu Á và Cộng hòa Séc. Truyền dẫn giá tiêu dùng cho kết quả thấp hơn so với truyền
dẫn giá nhập khẩu ở tất cả các nước và trường hợp một số nước Châu Á gần bằng 0 sau
chuỗi thời gian một và hai năm. Lặp lại phân tích mối tương quan chúng ta tìm thấy bằng
chứng quan trọng của mối liên hệ thống kê giữa truyền dẫn CPI và lạm phát (ở mức 1%),
sau khi loại trừ mẫu Argentina và Thổ Nhĩ Kỳ (xem bảng 12). Hệ số tương quan giữa
truyền dẫn CPI và đo lường lại sự bất ổn kinh tế vĩ mô luôn có ý nghĩa thống kê khi xem
xét chuỗi thời gian. Mối liên hệ giữa truyền dẫn CPI và chính sách mở cửa lại tác động,
sau khi kiểm soát lạm phát, nhưng không có ý nghĩa thống kê.







18

5. Kết luận
Bài nghiên cứu này cung cấp bằng chứng thực nghiệm mô hình truyền dẫn tỷ giá trên thế
giới, giá trong nước dựa trên các mô hình véc tơ tự hồi quy xem xét ở một số nước, bao

gồm một số nước lớn ở thị trường mới nổi từ ba khu vực lớn đang nổi lên trên thế giới và
kiểm soát một nhóm các nước công nghiệp. Kết quả chỉ ra sự suy giảm truyền dẫn tỷ giá
theo chuỗi giá ở tất cả các nước. Phân tích này phần nào đã trái ngược với những nghiên
cứu trước đây, rằng hiệu ứng ERPT ở các nước có nền kinh tế mới nổi luôn luôn cao hơn
nền kinh tế phát triển. Đối với thị trường mới nổi tỷ lệ lạm phát hàng năm chỉ có một chữ
số (hầu như các nước Châu Á) truyền dẫn tỷ giá ở mức độ thấp và không giống như các
nền kinh tế phát triển. Tổng quát hơn về triển vọng, chúng ta thấy rằng mối liên quan giữa
truyền dẫn và lạm phát có ý nghĩa thống kê khi ngoại trừ 2 nước (Argentina và Thổ Nhĩ
Kỳ), mà kết quả cho thấy không đáng tin cậy, được loại trừ. Ngoài ra, các bằng chứng của
mối tương quan giữa truyền dẫn và chính sách mở cửa dường như yếu hơn mối tương
quan giữa truyền dẫn và lạm phát, sau khi kiểm soát mức lạm phát.
Chúng tôi đưa ra một số khuyến nghị cho chính sách tiền tệ như sau: NHNN có thể sử
dụng một chính sách tỷ giá linh hoạt hơn. Điều này sẽ giúp cho NHNN thêm quyền tự do
trong việc thực hiện chính sách tiền tệ để đạt được các mục tiêu kinh tế vĩ mô khác,
cho phép NHNN kịp thời đáp ứng cho cả hai cú sốc trong nước và cú sốc nước
ngoài, trong khi mang ít rủi ro hơn về tác động của thay đổi tỷ giá đến lạm phát. Thứ hai,
bởi vì lạm phát tại Việt Nam chủ yếu là gây ra bởi những cú sốc trong giá dầu và
phản ứng điều chỉnh của chính sách tiền tệ, nên việc thực hiện chính sách thắt chặt tiền
tệ có thể kiềm chế lạm phát. NHNN phải có được một sự độc lập khỏi chính phủ
để không bị thống trị tài khóa và ngưng sự can thiệp vào tỷ giá hối đoái là đề nghị để
đối phó với lạm phát của Việt Nam. Thứ ba, sự tăng trong cầu không gây ra áp lực lớn
lên lạm phát tại Việt Nam. Điều này gợi ý rằng chúng ta không nên thắt chặt chính
sách tiền tệ trong khi tình hình nhu cầu trong nước tăng.
Hạn chế của bài viết: Có nhiều biến kinh tế vĩ mô khác chưa được đưa vào xem xét trong
nghiên cứu. Nghiên cứu xem xét sự chuyển dịch ở mức giá chung, chưa xem xét sự
chuyển dịch ở mức ngành và mức sản phẩm. Nghiên cứu đã phải đối mặt với những hạn
chế nhất định liên quan đến dữ liệu đầy đủ. Nếu như dữ liệu chỉ số giá sản xuất có sẵn,
chúng ta sẽ có mô hình VAR tốt hơn cũng như kết quả tốt hơn.

19

Tài liệu tham khảo
Anderton, R. (2003), Extra-Euro Area Manufacturing Import Prices and Exchange Rate
Pass-Through, ECB Working Paper No. 219.
Bacchetta, P. and van Wincoop, E. (2003), Why do Consumer Prices React Less than
ImportPrices to Exchange Rates?, Journal of European Economic Association, 1, 662-
670.
Burstein, A., Eichenbaum, M. and Rebelo, S. (2005), Large Devaluations and the Real
ExchangeRate, Journal of Political Economy, 113, 742-784.
Burstein, A., Neves, J. and Rebelo, S. (2003), Distribution Costs and Real Exchange Rate
Dynamics During Exchange-Rate-Based-Stabilizations, Journal of Monetary Economics,
50,1189-1214.
Campa, J. and Goldberg, L. (2004), Exchange Rate Pass-Through into Import Prices,
CEPR Discussion Paper No. 4391.
Campa, J., Goldberg, L. and González-Mínguez, J. (2005), Exchange Rate Pass-Through
to Import Prices in the Euro Area, Federal Reserve Bank of New York Staff Paper No.
219.
Choudhri, E. and Hakura, D. (2006), Exchange Rate Pass-Through to Domestic Prices:
Does the Inflationary Environment Matter?, Journal of International Money and Finance,
25, 614-639.
Choudhri, E., Faruqee, H. and Hakura, D. (2002), Exchange Rate Pass-Through in
Different Prices, IMF Working Paper, No. 02/224.
Conover, W. (1999), Practical Nonparametric Statistics, New York: John Wiley and
Sons.
Devereux, M, and Engel, C. (2001), “Endogenous Currency of Price Setting in a Dynamic

Open Economy Model”, NBER Working Paper No. 8559.
Devereux, M., Lane, P. and Xu, J. (2006), Exchange Rates and Monetary Policy in
Emerging Market Economies, Economic Journal, 116, 478-506.
Dornbusch, R. (1987), Exchange Rates and Prices, American Economic Review, 77, 93-
106.
Fagan, G., Henry, J. and Mestre, R. (2005), An Area-Wide Model (AWM) for the Euro
Area, Economic Modelling, 22, 39-59.
Frankel, J., Parsley, D. and Wei, S. (2005), Slow Pass-Through Around the World: A
New Import for Developing Countries, NBER Working Paper No. 11199.
Gagnon, J. and Ihrig, J. (2004), Monetary Policy and Exchange Rate Pass-Through,
International Journal of Finance and Economics, 9, 315-338.




20

Hahn, E. (2003), Pass-Through of External Shocks to Euro Area Inflation, European
Central Bank Working Paper No. 243.
Ihrig, J., Marazzi, M. and Rothenberg, A. (2006), Exchange Rate Pass-Through in the G-7
countries, International Finance Discussion Paper No. 851, Federal Reserve Board of
Governors.
McCarthy, J. (2000), Pass-Through of Exchange Rates and Import Prices to Domestic
Inflation in Some Industrialised Economies, Federal Reserve Bank of New York Staff
Report No. 111.
Marcet, A. (2005), Overdifferencing VAR's is OK, mimeo, Universitat Pompeu Fabra.
Marston, R. (1990), Pricing to Market in Japanese Manufacturing, Journal of
International Economics, 29, 217-36.
Meese, R. and Rogoff, K. (1983), Empirical Exchange Rate Models of the Seventies: Do
they Fit Out of Sample?, Journal of International Economics, 14, 345-73.

Mihaljek, D. and Klau, M. (2000), A Note on the Pass-Through from Exchange Rate and
Foreign Price Changes to Inflation in Selected Emerging Market Economies, BIS Papers,
8, 69-81.
Romer, D. (1993), Openness and Inflation: Theory and Evidence, Quarterly Journal of
Economics, 4, 869-903.
Taylor, J. (2000), Low Inflation, Pass-Through and the Pricing Power of Firms, European
Economic Review, 44, 1389-1408.
Nguyễn Thị Ngọc Trang, Lục Văn Cường (2012), Sự chuyển dịch tỷ giá hối đoái vào các
mức giá tại Việt Nam.
Công trình dự thi giải thưởng nghiên cứu khoa học sinh viên “Nhà kinh tế trẻ - Năm
2012”, Hiệu ứng truyền dẫn tỷ giá hối đoái vào các chỉ số giá trong nước.
















21

Phụ lục: Nguồn số liệu
Những thị trường mới nổi nguồn dữ liệu sử dụng trong bài nghiên cứu này bao gồm các
mẫu lớn thời kỳ giữa năm 1975:1 đến 2004:1 (xem ở dòng đầu tiên ở bảng 1). Ở khu vực
châu âu, Mỹ và Nhật bản thời kỳ lấy mẫu bắt đầu năm 1983:1. Ở các nước đang phát triển
mẫu chính xác, dựa vào dữ liệu có sẵn, được mô tả ở dòng đầu tiền của bảng 1. Các
nguồn tương ứng như sau:
Giá dầu danh nghĩa: Thống kê tài chính quốc tế của IMF - IFS - giá Brent Anh
bằng đô la Mỹ.
Đầu ra: chúng tôi sử dụng tổng sản phẩm trong nước của Hồng Kông, Hàn Quốc,
Singapore, Hungary, Thổ Nhĩ Kỳ, Chile (từ IFS, xem Fagan et al., 2005), Đài Loan và
Argentina (nguồn quốc gia, và Mỹ (từ IFS, dòng 99). Do thiếu các dữ liệu sẵn có, chúng
tôi chọn dữ liệu sản xuất công nghiệp trong trường hợp nước Trung Quốc (nguồn quốc
gia), Cộng hòa Séc (OECD) và Ba Lan (IFS dòng 66).
Tỷ giá hối đoái danh nghĩa hiệu lực: chúng tôi sử dụng tỷ giá hiệu lực danh nghĩa từ
IFS cho tất cả các nước thị trường mới nổi nhưng Hồng Kông, Hàn Quốc, Singapore, Đài
Loan (BIS), Thổ Nhĩ Kỳ, Mêxico (OECD) và Argentina (JP Morgan). Đối với Hoa Kỳ và
Nhật Bản, chúng tôi sử dụng dữ liệu IFS và dữ liệu AWM đối với khu vực đồng Euro.
Chỉ số giá nhập khẩu: Chúng tôi sử dụng giá nhập khẩu (chỉ có hàng hóa) từ IFS
(dòng 76) khi nghiên cứu các nước Hoa Kỳ, Nhật Bản, Hàn Quốc, Singapore, Hungary và
Ba Lan, và các nguồn khác trong các trường hợp sau: Khu vực đồng Euro (dữ liệu ECB),
Đài Loan, Argentina và Mexico (nguồn quốc gia). Trong trường hợp của Chile, chúng tôi
sử dụng giá nhập khẩu từ IFS dòng 76 cho đến 4 quý năm 1995 và sau đó là dữ liệu giảm
phát nhập khẩu Banco de Chile. Do thiếu dữ liệu , chúng tôi sử dụng dữ liệu giảm phát
nhập khẩu đối với Cộng hòa Séc (OECD OEO), IFS và giá trị nhập khẩu (dòng 75) Hồng
Kong và Thổ Nhĩ Kỳ. Chúng tôi không có truy cập đầy đủ mẫu dữ liệu liên quan giá nhập
khẩu trong trường hợp của Trung Quốc.
Chỉ số giá tiêu dùng: Chúng tôi sử dụng dữ liệu chỉ số CPI từ IFS (dòng 64) cho tất
cả các nước nhưng khu vực đồng Euro (dữ liệu HICP từ AWM), Hồng Kong (BIS),

Trung Quốc, Đài Loan (nguồn quốc gia).




22

Chỉ số giá sản xuất: Chúng tôi sử dụng dữ liệu PPI từ IFS (dòng 62) cho tất cả các
nước nhưng Hồng Kong, Đài Loan, Argentina và Trung Quốc (nguồn quốc gia).
Lãi suất ngắn hạn: Chúng tôi sử dụng giá thị trường tiền tệ của Mỹ, Nhật Bản, Hàn
Quốc, Singapore, Ba Lan, Thổ Nhĩ Kỳ, Argentina (từ IFS, dòng 60b), khu vực Châu
âu(AWM), Hồng Kong (BIS) và Đài Loan (từ Ngân hàng Trung ương Trung Quốc).
Chúng tôi sử dụng tỷ lệ trái phiếu kho bạc cho Hungary và Mexico (từ IFS, dòng 60c) và
lãi suất tiền gửi ngân hàng khi nghiên cứu Trung Quốc, Cộng hòa Séc và Chile (từ IFS,
dòng 60l).
Nhập khẩu/GDP: để tính tỷ lệ này chúng tôi sử dụng chuỗi nhập khẩu danh nghĩa
(hàng hóa và dich vụ loại trừ Trung Quốc chỉ bao gồm hàng hóa) và GDP. Chúng tôi sử
dụng dữ liệu nhập khẩu danh nghĩa từ IF(dòng 99b) cho tất cả các nước, ngoại trừ khu
vực đồng Euro, Trung Quốc, Singapore và Đài Loan (nguồn quốc gia). Chúng tôi sử dụng
dữ liệu GDP danh nghĩa từ IFS (dòng 98c) cho tất cả các nước ngoại trừ khu vực đồng
Euro (Eurostat), Trung Quốc, Singapore, và Đài Loan (nguồn quốc gia).

23





24








25