HIỆU ỨNG TRUYỀN DẪN CỦA TỶ GIÁ HỐI ĐOÁI Ở THỊ TRƯỜNG CÁC NƯỚC MỚI NỔI

TRƯỜNG ĐẠI HỌC KINH TẾ TP. HC M
VIỆN ĐÀO TẠO SAU ĐẠI HỌC






BÀI TẬP NHÓM





ĐỀ TÀI SỐ 2 :
HIỆU ỨNG TRUYỀN DẪN CỦA TỶ GIÁ HỐI
ĐOÁI Ở THỊ TRƯỜNG CÁC NƯỚC MỚI NỔI





GV hướng dẫn : TS. Nguyễn Khắc Quốc Bảo
Nhóm thực hiện : Số 24
Nguyễn Thị Hồng Hiệp
Phó Bảo Thư
Nguyễn Anh Sơn
Trịnh Việt Tiệp
Lớp-CH Khóa : Đêm 2 – K22

2


MỤC LỤC

Trang
Phần 1: Giới thiệu
Phần 2: Tổng quan các kết quả nghiên cứu trước đây
Phần 3: Phương pháp nghiên cứu
Phần 4: Nội dung và các kết quả nghiên cứu
Phần 5: Kết luận


3


HIỆU ỨNG TRUYỀN DẪN CỦA TỶ GIÁ HỐI ĐOÁI Ở THỊ
TRƯỜNG CÁC NƯỚC MỚI NỔI

Tóm tắt (Abstract)
Bài nghiên cứu này xem xét mức độ truyền dẫn của tỷ giá (ERPT) đến giá cả ở 12
thị trường mới nổi ở châu Á, Mỹ Latinh, và Trung và Đông Âu. Kết quả của chúng tôi, dựa
trên ba mô hình tự hồi quy vec-tơ thay thế, một phần làm đảo lộn cách suy nghĩ thông
thường cho rằng ERPT đối với cả giá nhập khẩu và giá tiêu dùng ở các quốc gia đang phát
triển luôn cao hơn so với ở các quốc gia phát triển. Đối với thị trường mới nổi với mức lạm
phát chỉ một con số (nhất là các nước châu Á), hiệu ứng truyền dẫn đối với giá nhập khẩu
và giá tiêu dùng được nhận thấy là thấp và không đồng đều so với các cấp độ của các nước
phát triển. Nghiên cứu cũng tìm thấy bằng chứng mạnh mẽ về mối quan hệ tích cực giữa
mức độ ERPT và lạm phát, phù hợp với giả thuyết của Taylor một khi hai nước (Argentina
và Thổ Nhĩ Kỳ) được loại trừ khỏi phân tích. Cuối cùng, là hiện diện mối liên hệ chặt chẽ
giữa mở cửa nhập khẩu và ERPT, trong khi về mặt lý thuyết lại ít tìm thấy những chứng
cứ hổ trợ cho thực nghiệm.
1. Giới thiệu (Introdution)
Hiểu được tác động của những biến động của tỷ giá hối đoái lên giá cả là cần thiết
đứng trên phương diện chính sách để giúp đo lường sự phản ứng của chính sách tiền tệ phù
hợp đối với sự vận động của đồng tiền. Những nghiên cứu thực nghiệm đã chỉ ra rằng
những biến động trong tỷ giá hối đoái và giá cả không phải là song hành từ ngắn hạn đến
trung hạn. Một nghiên cứu lý thuyết mở rộng, được phát triển qua 3 thập kỷ qua, đã đưa ra
những lý giải khác nhau về lý do tại sao hiệu ứng truyền dẫn của tỷ giá hối đoái lên giá
nhập khẩu và giá tiêu dùng là không hoàn toàn . Những phân tích thực nghiệm cũng cung
cấp những bằng chứng về sự khác biệt đáng kể về ERPT giữa các quốc gia. Taylor (2000)
đã đưa ra một luận chứng chính cho vấn đề này, đưa ra giả thuyết rằng phản ứng của giá cả
đối với sự giao động của tỷ giá hối đoái phụ thuộc hoàn toàn vào lạm phát.
Bài nghiên cứu này xem xét mức độ của ERPT đến giả cả ở 12 thị trường mới nổi ở
Châu Á, Châu Mỹ Latinh, Trung và Đông Âu. Để đạt được điều này, chúng tôi sử dụng
một chiến lược mô hình hóa đã được McCarthy (2000) sử dụng nghiên cứu ở các nước
phát triển và được Hahn (2003) ứng dụng ở các quốc gia sử dụng đồng tiền chung châu âu.
Chúng tôi ước lượng mô hình tự hồi quy vec tơ, mô hình này gồm những đường chuẩn dựa

4

trên những biến số về sản lượng đầu ra, tỷ giá hối đoái, giá nhập khẩu và giá tiêu dùng, lãi
suất ngắn hạn và giá dầu. Phương pháp tiếp cận tự hồi quy vec tơ này tính đến cả yếu tố
nội sinh có thể xảy ra giữa các biến liên quan. Những cú sốc về tỷ giá được xác định bằng
cách sắp đặt thích hợp biến liên quan và ứng dụng một cơ chế xác định hệ số đệ quy. Vì
việc sắp đặt thứ tự các biến là quan trọng nên chúng tôi tiến hành phân tích độ nhạy khi
trật tự các biến thay đổi . Để có thể so sánh, chúng tôi cũng đánh giá các mô hình có thể so
sánh với chuẩn mực của các nước phát triển, cụ thể là các quốc gia sử dụng đồng tiền
chung châu âu, Mỹ và Nhật Bản.
Kết quả xác nhận rằng ERPT suy giảm theo chuỗi giá cả, nghĩa là hiệu ứng truyền
dẫn của tỷ giá lên giá tiêu dùng thấp hơn so v ới giá nhập khẩu. Cũng có bằng chứng cho
thấy ERPT các nước phát triển là thấp, đặc biệt là trường hợp của Mỹ và ít ảnh hưởng lên
giá tiêu dùng ở Nhật. Phù hợp với nh ững n ghiên cứu trước đây, ERPT ở khu vực đồng tiền
chung châu âu có phần cao hơn so v ới Mỹ, cả về giá nhập khẩu và giá tiêu dùng. Phân tích
của ch úng tôi cũng phần nào thay đổi lối suy nghĩ thông thường rằng EPRT ở các nước
mới nổi luôn cao hơn ở nước phát triển. Đối với các nền kinh tế đang nổi với mức lạm phát
1 con số (đặc biệt nhất là các quốc gia Châu Á tron g mẫu của chúng tôi), ERPT thấp và rất
không đồng đều so với mức phổ biến ở các nước phát triển. Tóm lại, bài nghiên cứu này
chứng thực rõ ràng mối quan hệ chắc chắn giữa mức độ ERPT và lạm phát, phù hợp với
giả thuyết của Taylor. Kết quả này chỉ rõ ràng sau khi loại trừ 2 quốc gia (Argentina và
Thổ Nhĩ Kỳ) ra khỏi khảo sát, vì những trở ngại trong việc đánh giá liên quan đến tình
hình bất ổn vĩ mô nghiêm trọng thể hiện ở mẫu hai quốc gia này. Cuối cùng, là hiện diện
mối liên hệ chặt chẽ giữa mở cửa nhập khẩu và ERPT trong khi v ề mặt lý thuyết lại ít tìm
thấy những chứng cứ hổ trợ cho thực nghiệm .
Bài nghiên cứu đánh giá lại những kết quả nghiên cứu, khám phá độ lớn của ERPT
và mức độ kh ác nhau giữa các quốc gia bằng cách ước lượng mô hình tự hồi quy véc-tơ
(VAR) cho các thị trường mới nổi, và cho các nền kinh tế công nghiệp chính, như kh u vực
đồng Euro, Mỹ và Nhật được sử dụng như nhóm kiểm soát. Cách tiếp cận phương trình
tương đương được sử dụng để tính tới khả năng nội sinh cao và tiềm ẩn giữa các biến có

liên quan. Đơn giản bỏ qua tính tương đương, như thường được thực hiện đối với những
tiếp cận phương trình giản đơn, sẽ mang lại kết quả độ nghiêng phương trình tương đương.
Ngoài ra, khung mô hình được chọn hay ở chổ nó cho phép tìm ra sự phản ứng tích cực
5

của các biến đối với cú sốc ngoại sinh qua thời gian. Các bài nghiên cứu cho đến nay ước
lượng hoặc mô hình phương trình giản đơn hoặc hệ phuơng trình cho m ột quốc gia riêng
biệt, hoặc cũng thiết lập nên các mô hình giản đơn cho một tập hợp lớn các quốc gia
(Choudhri và Hakura-2006, Mihaljek và cộng sự-2000). Thay vào đó, trong nghiên cứu
này, chún g tôi ứng dụng cách tiếp cận hệ thống đến một số lượng đáng kể các quốc gia ở 3
khu vực thị trường mới nổi chính trên thế giới, cụ thể là châu Á, châu Mỹ Latinh, Trung và
Đông Âu. Đồng thời, chúng tôi sử dụng cùng 1 cách tiếp cận đối với 3 nền kinh tế công
nghiệp lớn, để bảo đảm cho kết quả có lợi thế so sánh giữa các quốc gia. Bằng cách ước
lượng mô hình của mỗi quốc gia trong phạm vi thời gian lâu nhất có thể, thêm nữa, chúng
tôi xoáy vào mức độ chính xác cao nhất có thể của việc ước lượng hiệu ứng truyền dẫn cho
mỗi quốc gia. Về mặt này, một yếu tố quan trọng cho phân tích là việc tạo ra 1 cơ sở dữ
liệu thích hợp và có thể so sánh được cho mỗi quốc gia theo hàng quý, đó là một thách
thức lớn trong việc đưa ra một cơ sở dữ liệu chất lượng và sẵn có đối với các nền kinh tế
thị truờng mới nổi. Điều này cũng giúp chúng tôi đáp ứng được yêu cầu của cách tiếp cận
hệ thống dựa trên số lượng lớn tương đối các biến để cho phép động lực đủ lớn và tránh
được độ nghiêng của biến.
Sau đó, tác giả sử dụng kết quả của quốc gia của chúng tôi để kiểm tra cách suy nghĩ
thông thường rằng ERPT ở thị truờng mới nổi cao hơn so với các nền kinh tế công nghiệp
và để điều tra các mẫu của hiệu ứng truyền dẫn tỉ giá giữa các quốc gia trong mối tương
quan với nhau, theo McCarthy (2000), Cho udhri và Hakura (2006). Cho dù ERPT có cao
hơn hay không trong thị truờng mới nổi là vấn đề quyết định bởi cán cân thương mại và
cũng quyết định bởi lựa chọn chế độ tỷ giá của quốc gia. Mức tương đối cao của hiệu ứng
truyền dẫn đối với các nuớc đang phát triển cũng được xem là nguyên nhân các nước đang
phát triển “sợ thả nổi tỉ giá” đã được minh chứng bằng tài liệu. Đây cũng là vấn đề, bởi vì
hiệu ứng truyền dẫn thấp trong các thị trường mới nổi có thể được khơi gợi lên là sức mạnh

thị truờng của những doanh nghiệp trong nh ững quốc gia này đang tăng lên và không giảm,
bởi vì xu hướng toàn cầu hóa như vậy. Tuy nhiên, các thị trường mới nổi thể hiện các đặc
điểm đặc biệt quan trọng gây khó kh ăn cho việc đạt được những ước tính đáng tin cậy của
ERPT. Nhiều nước châu Á đang theo đuổi chính sách linh hoạt nhắm đến kiểm soát tỷ giá.
Các nước Trung và Đông Âu trải qua thời kỳ biến đổi kinh tế trong thập niên 1990. Cuối
6

cùng Thổ Nhĩ Kỳ và vài nuớc châu Mỹ Latinh đã trải qua tình trạng bất ổn vĩ mô với đặc
điểm tỷ lệ lạm phát rất cao và/hoặc mức dao động mạnh của tỷ giá và lãi suất.
Kết quả của chúng tôi chỉ ủng hộ 1 phần quan điểm phổ biến rằng mức độ của
ERPT thì cao hơn trong các thị truờng mới nổi so với các quốc gia phát triển (lấy mức
chuẩn là Mỹ, khu vực đồng Euro và Nhật). Đặc biệt hơn, chúng tôi nhận thấy rằng, ở
các nền kinh tế mới nổi với lạm phát thấp (đáng chú ý là châu Á) thì hiệu ứng truyền
dẫn đối với giá cả tiêu dùng thì khá nhỏ. Liên quan đến vấn đề này, bài nghiên cứu
nhìn chung ủng hộ giả thuyết của Taylor, tìm ra bằng chứng có sự tương quan thuận
giữa “hiệu ứng truyền dẫn” và lạm phát trong thị truờng mới nổi. Mối tương quan này
dường như có ý nghĩa thống kê v ới những hệ thống xác định khác nhau khi xem xét khi
2 nuớc bên n goài bị loại trừ. Như trong n ghiên cứu liên quan, nhìn chung vai trò của
việc mở cửa thuơng mại mờ nhạt ngay cả sau khi kiểm soát được tỷ lệ lạm phát.
2. Tổng quan các kết quả nghiên cứu trước đây (literature review)
Hơn hai thập kỷ qua nhiều nghiên cứu k inh tế lớn về hiệu ứng truyền dẫn của tỷ
giá hối đoái (ERPT) đã được công bố. Bắt nguồn từ nhiều quan điểm khác nhau, các
nghiên cứu thực nghiệm kiểm định vai trò của ERPT trong các nền kinh tế nhỏ và lớn.
Các n ghiên cứu đưa ra trường hợp ở các nước phát triển bao gồm Anderton (2003),
Campa và Goldberg (2004), Campa và cộng sự (2005), Gagnon và Ihrig (2004), Hahn
(2003), Ihrig và cộng sự (2006) và McCarthy (2000). Cũng có nghiên cứu ứng dụng
trên các n ền kinh tế thị trường mới nổi, bao gồm sự so sánh giữa các quốc gia như của
Choudhri và Hakura (2006), Frankel và cộng sự (2005), và Mihaljek cùng cộng sự
(2000).
Theo truyền thống các nhà kinh tế học đã đưa ra những giả định được đơn giản

hóa, rằng giá cả của hàng hóa trao đổi – được biểu thị trong cùng một loại tiền tệ - thì
bằng nhau giữa các quốc gia, tức là thỏa điều kiện ngang bằng sức mua. Tuy nhiên,
theo giả định này nhìn chung ít được ủng hộ, ít nhất là trong trường hợp mẫu nhỏ và
trong khoảng thời gian ngắn đến trung hạn. Phù hợp với chứng cứ này, các nghiên cứu
lý thuyết được công bố trong hai thập kỷ qua đã đưa ra những giải thích khác nhau cho
việc tại sao ERPT không hoàn chỉnh. Trong nghiên cứu của Dornbusch (1987) đã minh
chứng hiệu ứng truyền dẫn không hoàn chỉnh phát sinh từ những doanh nghiệp hoạt
động trong những thị trường có đặc trưng cạnh tranh không hoàn hảo và điều chỉnh
7

cộng vào giá vốn (không chỉ điều chỉnh giá bán) để phản ứng lại với cú sốc tỷ giá hối
đoái. Burstein và cộng sự (2003) thay vì vậy lại nhấn mạnh vai trò của nguồn đầu vào
trong nước (không có giao thương) trong hệ thống phân phối hàng hóa giao thương.
Burstein và cộng sự (2005) chỉ rõ vấn đề đo lường trong CPI, khi nó bỏ qua điều chỉnh
chất lượng trong tổng thể điều chỉnh lớn của hàng hóa giao thương. Một nguyên nhân
khác gây nhiều sức ép hơn lên vai trò của nhà điều hành chính sách tài khóa và tiền tệ,
bởi việc bù đắp một phần tác động của thay đổi tỷ giá hối đoái lên giá cả (Gagnon và
Ihrig, 2004). Devereux và Engel (2001) và Bacchetta và van Wincoop (2003) khám
phá ra vai trò thay thế của giá cả đồng nội tệ trong v iệc làm giảm mức độ của ERPT.
Chứng thực những cách tiếp cận lý thuyết khác nhau này, nghiên cứu thực n ghiệm
cho cả nền kinh tế phát triển và mới nổi đã ph át hiện bằng chứng về sự không hoàn
toàn của ERPT. Các nghiên cứu này cũng cho thấy bằng chứng về sự khác nhau đáng
kể giữa các quốc gia, đưa đến một câu hỏi tự nhiên là điều gì cơ bản quyết định đến
hiệu ứng truyền dẫn. Cụ thể là Taylor (2000) đã đưa ra giả thuyết rằng sự phản ứng của
giá cả đối với dao động của tỷ giá hối đoái rõ ràng phụ thuộc vào lạm phát. Lý do cơ
bản của việc này là tương quan thuận giữa mức độ và thời gian tồn tại của lạm phát, đi
đôi với liên kết giữa thời gian tồn tại lạm phát và hiệu ứng truyền dẫn. Mối liên kết sau
có thể được diễn giải như sau: thời gian lạm phát càng lâu, thì tạm thời càng ít nhận
thấy được sự chuyển động của tỷ giá hối đoái và càng nhiều doanh nghiệp sẽ phản ứng
lại thông qua việc điều chỉnh giá cả.

Bằng chứng qua các n ghiên cứu khác nhau nhìn chung đều ủng hộ giả thuyết của
Taylor. Tuy nhiên, mối quan hệ cùng chiều giữa mức độ hiệu ứng truyền dẫn và lạm
phát dườn g như thể hiện càng mạnh m ẽ hơn khi các thị trường mới nổi được đưa vào
trong giai đoạn lấy mẫu khi xem xét (thấy rõ trong bằng chứng dữ liệu bảng của
Choudhri và Hakura, 2006). Điều này có thể không đáng ngạc nhiên, khi những tranh
luận lý thuyết của Taylor trở nên có ý nghĩa hơn đối với tỷ lệ lạm phát cao hơn.
Một yếu tố quyết định quan trọng khác của ERPT, từ quan điểm lý thuyết là
mức độ mở cửa thương mại của một quốc gia. Liên hệ trực tiếp nhất giữa hai biến số
này là cùng chiều: quốc gia càng mở cửa, thì chuyển động của tỷ giá hối đoái càng
được truyền tải nhiều thông qua giá nhập khẩu vào sự thay đổi của CPI. Tuy nhiên, tình
hình trở nên phức tạp hơn một khi chúng ta tính đến yếu tố lạm phát có thể tương quan
8

nghịch với độ mở cửa, như phát hiện trong nghiên cứu thực nghiệm của Romer (1993).
Điều này làm nảy sinh một kênh gián tiếp, từ đó độ mở thương mại có tương quan
nghịch với lạm phát, và mức độ hiệu ứng truyền dẫn theo giả thuyết của Taylor.
Những kênh trực tiếp và gián tiếp đi theo các h ướng đối lập nhau và dấu hiệu tổng thể
của tương quan giữa hiệu ứng truyền dẫn và độ mở cửa vì thế có thể là tương quan
thuận lẫn tương quan nghịch. Các bài nghiên cứu cho đến nay ước lượng hoặc mô hình
phương trình giản đơn hoặc hệ phuơng trình cho một quốc gia riêng biệt, hoặc cũng
thiết lập nên các mô hình giản đơn cho một tập hợp lớn các quốc gia (Choudhri và
Hakura-2006, Mihaljek và cộng sự-2000
3. Phương pháp nghiên cứu (Methodology and data)
Phân tích được thực h iện bằng cách sử dụng một mô hình VAR tiêu chuẩn như sau:

Trong đó,Y
t
đại diện cho vector các biến nội sinh, c là 1 hằng số, Ф biểu thị cho
các ma trận của hệ số tự hồi quy và ε là sai số. Xác định cấu trúc của cú sốc bằng cách
sắp xếp trật tự các biến và ứng dụng ph ân tích Cholesky để giảm sai số ε của ma trận

hiệp phương sai.
Khi bắt đầu từ quan điểm phân tích, một mô hình Var gồm 6 biến số tương tự như
những mô hình được giới thiểu bởi McCathy năm 2000 và được Hahn năm 2003 phát
triển. Mô hình VAR chuẩn áp dụng cho nhiều nước khác nhau bao gồm chỉ số giá dầu
oil
t
, biến số sản lượng đầu ra y
t
, tỉ giá e
t
, chỉ số giá nhập khẩu pimp
t
, chỉ số tiêu dùng
cpi
t
, và biến lãi suất ngắn hạn i
t
. Tỉ giá hối đoái và 2 biến số giá là những biến số chính
trong phân tích của ch úng ta. Biến số sản lượng đầu ra và giá dầu được đề cập để nắm
bắt những ảnh hưởng đến nh ững lĩnh vực thực sự của nền kinh tế. Việc phân tích đưa
lãi suất vào trong đó cho phép thị trường tiền tệ , gồm sự tác động của chính sách tiền
tệ ảnh hưởng đến mối quan hệ của hiệu ứng truyền dẫn.
Trong mô hình chuẩn, những biến số được sắp theo thứ tự ở trên. Việc sử dụng
hàm đệ quy ngụ ý rằng những biến động mang tính tạm thời sẽ ảnh hưởng đến những
biến số tương ứng và những biến số đó được sắp xếp ở một giai đoạn sau, nhưng không
9

có tác động đến những biến số đã được sắp xếp trước đó. Vì vậy nó hợp lý để lấy biến
số ngoại sinh nhất, trong trường hợp đầu tiên này là giá dầu. Những biến động của giá
dầu có thể ảnh h ưởng tạm thời đến tất cả các biến số khác trong hệ thống nhưng giá

dầu không để chính nó bị ảnh hưởng tạm thời bởi bất kỳ biến động nào khác. Những
biến số tiếp theo trong hệ thống là sản lượng đầu ra và tỉ giá hối đoái. Với cách sắp xếp
này chúng ta ngầm giả định một tác động mang tính chất tạm thời của việc biến động
tỉ gía trong khi cũng có một độ trễ nhất định về việc sự tác động của biến động tỉ giá
hối đoái đến yếu tố sản lượng đầu ra. Những biến số giá được sắp xếp tiếp theo và theo
đó tạm thời bị ảnh hưởng bởi tất cả những biến động đã đề cập ở trên. Theo chuổi giá
cá, trước hết là giá nhập khẩu sau đó là giá tiêu dùng cho phép một sự tác động tạm
thời của giá nhập khẩu đến giá tiêu dùng nhưng không ho àn toàn ngược lại. Lãi suất
được sắp xếp sau cùng kể đến thị trường tiền tệ và là một phần của chính sách tiền tệ
để phản ứng tính tạm thời với tất cả các biến số trong mô hình. Đặc điểm kỹ thuật cơ
bản thể hiện một trong vài lựa chọn hợp lý trong những điều kiện biến số rỏ ràng và
được xác định hợp lý. Vì vậy, sau đó chúng ta thực hiện một phân tích độ nhạy bằng sử
dụng hai công thức cho mô hình khác nhau.
Thu thập số liệu (lấy mẫu) và Xử lí số liệu
Trong nghiên cứu này tác giả tập trung phân tích vào các quốc gia thuộc ba kh u vực
lớn trên thế giới, châu Á (Trung Quốc, Hàn Quốc, Singapore, Đài Loan và Hồng Kôn g),
Trung và Đôn g Âu (Cộng hò a Séc, Hungary, Ba Lan) và Thổ Nhĩ Kỳ, và Mỹ Latinh
(Argentina, Chile và Mexico). Chọn lựa tập hợp các quốc gia này là các thị trường
đang nổi trong những khu vực này. Đối với mỗi quốc gia, tập hợp các dữ liệu quý được
thu thập, thời gian càng trở về trước càng tốt. Giá dầu được đại diện bởi chỉ số giá dầu
thô tính bằng đồng đô la Mỹ. Biến sản lượng đầu ra được chọn là GDP, mặc dù trong
một vài trường hợp chúng tôi đã sử dụng sản lượng sản xuất công nghiệp để thời gian
lấy mẫu dài h ơn. Đối với tất cả các nước,tỷ giá mà chúng tôi sử dụng là tỷ giá danh
nghĩa đa phương . Hơn nữa, giá nhập khẩu và giá tiêu dùng bằng nội tệ được sử dụng,
ngoại trừ Trung Quốc - chúng tôi bị giới hạn phân tích giá tiêu dùng bởi vì giá nhập
khẩu không có sẵn. Cuối cùng, các công cụ chính sách tiền tệ được đại diện bởi một
10

mức lãi suất ngắn hạn. Bởi vì thời gian lấy mẫu phụ thuộc vào dữ liệu sẳn có, dữ liệu
khác nhau giữa các nước.

Mức độ ERPT tại mỗi nước được tính bằng cách dự tính một đặc điểm của mô
hình (1) cho các vector của các biến nội sinh được lựa chọn, nó được đưa vào chuỗi
các dữ liệu liên tục. Các kiểm tra nghiệp đơn vị chỉ ra rằng hầu hết các biến trong các
quốc gia được nghiên cứu là biến không dừng (chỉ có mức lãi suất được tìm thấy là
dừng trong một số trường hợp), trong khi kiểm tra sự đồng liên kết, Johansen đã cung
cấp bằng chứng yếu về mối quan hệ của sự cân bằng dài hạn giữa các biến trong một số
nước. Với những đặc tính của dữ liệu, VAR trong sai phân bậc 1 của các biến không
dừng thể hiện một đặc điểm kỹ thuật phù hợp với các mô hình. Nếu ủng hộ VAR trong
sai phân bậc 1 thì dẫn đến việc đi ngược với mô hình Vector sửa lỗi (VECM), có thể
dẫn đến lỗi kỹ thuật, nếu xuất hiện đồng liên kết. Tuy nhiên, sự lựa chọn của chúng tôi
cũng cho rằng việc phân tích: (i) tập trung vào ngắn hạn thay vì mối quan hệ cân bằng
dài hạn các giữa các biến, và (ii) bị hạn chế bởi các mẫu có thời gian ngắn có sẵn của
một số các nền kinh tế thị trường mới nổi. Một sự lựa chọn thay thế khả thi sẽ có được
một mô hình VAR ở các cấp độ của các biến. Tuy nhiên, điều đáng nói là ước tính ở
mức độ cũng như kỹ thuật VECM sẽ không tránh được các vấn đề (xem, ví dụ,
Favero,2001). Trong sự xuất hiện của đồng liên kết, các ph ương pháp cũ chịu ảnh
hưởng của thông số hóa vượt mức và mất đi tính hiệu quả. VECM sẽ tạo ra ước tính
không phù hợp nếu vector đồng liên kết không đúng được áp dụng trong mô hình.
Cụ thể hơn, mô hình VAR trong sai phân bậc 1 của các biến không dừng bao gồm
Δoilt, Δyt, Δet, Δpimpt, Δcpit và cuối cùng, tùy thuộc vào kết quả đầu ra của kiểm tra
nghiệp đơn vị hay của i hoặc Δit. Tất cả các mô hình được ước tính với một hằng số và
biến giả thời vụ. Độ trễ của VAR đối với mỗi quốc gia được xác định bằng cách xem
xét các tiêu chí thông tin khác nhau cũng tốt như một số kiểm tra chi tiết các thuộc tính.
Tiêu chí thông tin được sử dụng để giúp xác định độ trễ tối ưu, nhưng quyết định cuối
cùng được dựa trên các kiểm tra thuộc tính áp dụng cho các mô hình thay thế.
11


4. Nội dung và các kết quả nghiên cứu (Results)
Các ước tính về ERPT lên 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 theo 2 trục thời
gian, cụ thể là sau 4 quí và 8 quí. Đối với hầu hết các quốc gia kết quả của chúng tôi nhìn
chung dường như đáng tin cậy cả về chỉ số CPI và giá nhập khẩu. ERPT được thấy rằng là
giảm theo chuỗi giá cả, tức là nó đối với giá nhập khẩu cao hơn so với giá tiêu dùng. Cụ
thể, một năm sau cú sốc thì hiệu ứng truyền dẫn vào giá nhập khẩu được nhận thấy là cao
và theo thống kê là xoay quanh mức 1 trong các trường hợp của Argentina, Chile, Hungary,
Mexico, Poland và Thổ Nhĩ kỳ và thấp hơn một chút đối với Công hòa Czech và Hàn Quốc
và khá thấp ở hầu hết các quốc gia châu Á khác
9
. ERPT đến CPI là cao nhất ở Hungary và
Mexico. Tuy nhiên, ở Châu Á, hiệu ứng truyền dẫn đến CPI được nhận thấy thấp cho cả 4
quí và 8 quí. Về Singapore, trong khi ước lượng điểm của các hệ số được tìm thấy là âm,
không có ý nghĩa khác o.
Tác giả áp dụng cùng phương pháp đối với khu vực đồng euro, Mỹ và Nhật Bản để
đánh giá xem mức độ của h iệu ứng truyền dẫn có cao h ơn ở các thị trường mới nổi hay
không. Bảng 5 cho thấy bằng chứng rằng khu vực đồng Euro là rất mạnh phù hợp với các
ước tính trong bài nghiên cứu khác sử dụng phương pháp tương tự (xem Hahn, 2003) hoặc
cũng phù hợp với các ước tính sử dụng các phương pháp thay thế (ví dụ Anderton, năm
2003, và Campa et al., năm 2005, giá nhập khẩu). Các ước tính đối với Hoa Kỳ là phù hợp
với sự nhất trí chung rằng hiệu ứng truyền dẫn của tỷ giá là rất thấp ở Hoa Kỳ, cả đối với
giá nhập khẩu và giá tiêu dùng (xem Gagnon và Ihrig, năm 2004, cho giá tiêu dùng). Tại
Nhật Bản, ảnh hưởng tỷ giá vào CPI được tìm thấy là r ất nhỏ cả h ai sau 4 quí và 8 quí. Về
khoản mục giá nhập khẩu, ước tính cho Nhật Bản là cao hơn ở kh u vực đồng Euro và Mỹ,
và về mặt thống kê thì phù h ợp với hiệu ứng truyền dẫn sau cả 1 năm. So sánh các ước tính
về hiệu ứn g truyền dẫn giữa các nền kinh tế tiên tiến và mới nổi, kết quả một phần đảo lộn
suy nghĩ thông thường rằng mức độ ERPT ở thị trường mới nổi luôn luôn cao hơn so với ở
các n ước phát triển. Cụ thể hơn, ch úng tôi thấy rằng trong n ền kinh tế mới nổi lạm phát
thấp (điển hình là các nền kinh tế châu Á) hiệu ứng truyền dẫn lên giá tiêu dùng cũng khá
thấp.
Bước tiếp theo trong phân tích là để có được một số hiểu biết về các yếu tố kinh

tế vĩ mô quyết định ERPT. Tác giả bắt đầu bằng việc khám phá xem liệu khi phù hợp với
giả thuyết của Taylor có bằng chứng về tương quan thuận giữa hiệu ứng truyền dẫn và lạm
phát hay không. Để minh họa tác giả bắt đầu phân tích bằng trực quan kiểm tra mối quan
hệ giữa mức độ ERPT sau một năm và lạm phát cho các thị trường mới nổi trong m ẫu
(xem hình 1).
Hình 1: Hiệu ứng truyền dẫn lên giá tiêu dùng so với lạm phát trung bình trong thị trường
mới nổi
(Trục tung: phản ứng tích lũy của giá tiêu dùng đối với cú sốc thay đổi 1% tỷ g iá sau m ột
năm; trục hoành: lạm phát trung bình trong giai đoạn ước tính).
12



Lưu ý: Mô hình sử dụng là mô hình đường cơ sở (xem văn bản chính để biết chi
tiết). Các quốc gia trong biểu đồ 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), Hong Kong ( HK), Đài Loan (TW), Singapore ( SG).
Như trong hình 1, hai nhóm quốc gia có thể được xác định. Nhóm quốc gia thứ
nhất, lạm phát hàng năm trung bình ít hơn 10% so với mẫu, có mức độ ERPT thấp (nhìn
chung ít hơn 10%). Nhóm thứ hai, lạm phát trung bình rõ ràng cao hơn - từ 10% đến 20%,
ERPT lên giá tiêu dùng cao hơn đáng kể (khoảng 40%). Nhóm quốc gia này dường như
cung cấp ít hỗ trợ cho giả thuyết Taylor. Hai nước khác trong mẫu là Argentina và Thổ Nhĩ
Kỳ, dường như rõ ràng là ngoại lệ, bởi vì chúng vừa có mức lạm phát trung bình cực kỳ
cao (trên 60%) vừa có hiệu ứng truyền dẫn lên giá tiêu dùng thấp. Kiểm tra đơn giản qua
hình ảnh của biểu đồ trên cho thấy nếu đưa hai nước n ày vào phân tích, giả thuyết của
Taylor sẽ bị ph á vỡ. T uy nhiên phương pháp VAR chắc là không phù hợp cho các nước mà
có bất ổn định kinh tế vĩ mô nghiêm trọng được phản ánh trong tỷ lệ lạm phát rất cao hay
siêu lạm phát. Lấy ví dụ của Argentina, việc mở rộng mẫu quá nhiều báo hiệu có sự gia
tăng mạnh đột ngột các biến tài chính trong phân tích (sau đó phải điều chỉnh đến mức độ
thông thường hơn). Bằng cách hạn chế thời gian lấy mẫu để loại trừ các giai đoạn lạm phát

cao, thay vào đó, không chỉ là thu gọn lại chiều dài dữ liệu mà còn làm cho m ẫu ngắn hơn,
thành một phần nhỏ hơn, việc này có thể làm sai lệch, nhằm khoanh vùng các giai đoạn
lạm phát cao. Ví dụ một trường hợp kết thúc với giai đoạn lạm phát cao, trong đó ổn định
kinh tế vĩ mô vẫn còn đang tiếp diễn, và đối chiếu nó với định gía cao đồng tiền (hồi ph ục
từ mức giảm giá mạnh tại các giai đoạn siêu lạm phát). Do đó, trong những trường hợp này
rất khó để phục hồi các mối quan hệ cơ bản giữa chuyển động tỷ giá và giá cả mà có thể
tăng trong môi trường kinh tế không ổn định. Phương pháp VAR và nói chung mọi phương
pháp ước tính kinh tế không có khả năng có các phương pháp đo lường mức độ hiệu ứng
truyền dẫn ý n ghĩa nào nếu giá cả, tỷ giá hối đoái và lãi suất biến động quá mức. Ngược lại,
13

nội hàm kinh tế của Taylor dường như tìm thấy bằng chứng hỗ trợ nếu chúng tôi loại trừ
Thổ Nhĩ Kỳ và Argentina ra khỏi mẫu.
Ấn tượng trực quan mối tương quan thuận giữa hiệu ứng truyền dẫn và lạm phát
được xácđịnh bằng hai biện pháp đo lường sự tương quan chuẩn – phương pháp Pearson,
và phương pháp xếp hạng hệ số tương quan Spearm an – mức độ tương quan giữa hiệu ứng
truyền dẫn và một số yếu tố quyết định hợp lý. Các kết quả thể hiện trong Bảng 6. Các số
liệu đo lường này xác nhận rằng có một mối tương quan thuận giữa hiệu ứng truyền dẫn
và lạm phát ở cả trục thời gian 4 qúi và 8 quí. Hệ số tương quan có ý nghĩa trong cả
trường hợp hệ số tương quan của Pearson và Spearman tại cả hai trục thời gian 4 và 8- quý
ở mức ý nghĩa 1%. Các số liệu đo lường khác về sự bất ổn kinh tế vĩ mô cũng tương quan
thuận với ERPT, mặc dù mức độ ý n ghĩa nói ch ung là hơi nhỏ hơn. Tương tự Choudhri và
Hakura (2006) và McCarthy (2000), ch úng tôi tìm thấy rất ít bằng chứng về mối quan hệ
thuận giữa ERPT đối với giá tiêu dùng và mức độ mở cửa. Phát hiện này có thể được xem
là đáng ngạc nhiên trong sự hy vọng mối quan hệ thuận trực tiếp giữa các biến, như là kết
quả từ kênh chuyển giao từ nhập khẩu đến giá tiêu dùng. Một cách để hợp lý hóa kết quả
khó hiểu trước đó là x em xét mối tương quan ngược chiều giữa lạm phát và độ mở cửa như
theo báo cáo của Romer (1993). Sau khi kiểm soát lạm phát, hệ số tương quan giữa hiệu
ứng truyền dẫn và độ mở cửa chuyển sang thuận, mặc dù không có ý nghĩa thống kê.
Ngoài ra, trong bài viết này, tác giả còn đánh giá lại nh ững nghiên cứu là nhạy cảm

đến hàm đệ quy và một số thay đổi trong các biến. Tác giả ước lượng lại mô hình với hai
hàm đệ quy thay thế, dựa trên hai cách sắp xếp các biến thay thế trong phân tích Cholesky.
Ban đầu, áp dụng phương án sắp xếp thay thế như sau (mô hình thay thế 1), oil
t
, i
t
, y
t
, e
t
,
pimp
t
, cpi
t
, mà cụ thể là mức lãi suất được đặt ra trước tỷ giá hối đo ái, như ví dụ của
Choudhri và cộng sự (2002) đã đề xuất. Việc sắp đặt này cho phép thể hiện được sự phản
ứng tạm thời của tỷ giá hối đoái đối với thay đổi trong công cụ chính sách tiền tệ. Điều này
có thể được giải thích trên cơ sở xem xét carry-trade tiêu chuẩn, theo đó lãi suất cao hơn
(trong khi những thứ khác thì ngang bằng nhau) làm cho đồng tiền hấp dẫn hơn bằn g cách
khai thác sự thất bại của mua bán chênh lệch giá. Ước lượng hiệu ứng truyền dẫn theo
phương án hàm đệ quy thay thế này nói chung rất giống với ước lượng đã được thảo luận
trong phần trước (xem bảng 7 và 8). Một ngoại lệ đối với trường hợp này là Hungary, với
ước lượng ERPT đối với cả giá nhập khẩu v à CPI sụt giảm đáng kể. Về giá nhập khẩu, như
trước đây một năm sau cú sốc hệ số hiệu ứng truyền được nhận thấy là cao và không có ý
nghĩa khác biệt với mức 1 ở Argentina, Mexico và Ba Lan. Trong trường hợp của Chile, hệ
số hiệu ứng truyền lên giá nhập khẩu giờ đây được nhận thấy hơi thấp hơn và gần hơn mức
độ của Cộng hòa Czech và Hàn Quốc một năm sau cú sốc (ở khoảng giữa 0,7 - 0,8). Một
năm sau cú sốc, mức độ hiệu ứng truyền lên giá nhập khẩu vẫn còn rất thấp với các trường
hợp của Singapore và Đài Loan, mặc dù ở Singapore hiệu ứng truyền lên giá nhập khẩu

tăng lên đáng kể hai năm sau cú sốc.
Về CPI, hệ số hiệu ứng truyền như trước đây hầu như luôn nhỏ hơn đối với giá
nhập khẩu. Hệ số giờ đây được nhận thấy là cao nhất một năm sau cú sốc ở Cộng hòa Séc,
Mexico và Ba Lan. Ở châu Á, ERPT đối với giá tiêu dùng một lần nữa được nhận thấy
thấp. Một lần nữa, trong trường hợp của Singapore, mặc dù các ước lượng điểm của các hệ
số được nh ận thấy là âm, không ý n ghĩa gần mức 0. Kết quả tổng thể là không thay đổi đối
với tất cả các nước với mức lạm phát trung bình ít hơn 10% có đặc điểm ERPT ước tính có
mức độ vừa phải. Như trước khi Argentina v à Thổ Nhĩ Kỳ bị loại ra vì hiệu ứng truyền lên
giá tiêu dùng rất thấp. Nếu loại trừ hai quốc gia này, tương quan thuận giữa hiệu ứng
14

truyền và lạm phát vẫn được nhận thấy là dương sau cả 4 và 8 quý, mặc dù mức độ ý nghĩa
thấp hơn so với trong kịch bản đầu tiên mà chúng tôi đã xem xét (xem bảng 9). Các số liệu
đo lường khác về sự bất ổn kinh tế vĩ mô cũng tương quan thuận với mức độ ERPT tại các
mức ý nghĩa khác nhau ở cả mốc năm đầu tiên và thứ hai. Cuối cùng, một lần nữa tác
không tìm thấy bằng chứng về mối quan hệ thuận m an g ý nghĩa thống kê giữa ERPT và độ
mở, ngay cả sau khi kiểm soát lạm phát.
Mô hình thay thế thứ hai bao gồm cả những điều chỉnh các biến được đưa vào và
sắp đặt thay thế trật tự các biến trong phân tích Cholesky. Trong các mô hình trước đó, tác
giả đưa vào biến giá dầu mà có thể thể hiện được ảnh hưởng của phía nhà cung cấp và chi
phí giao thương, do đó, ắc hẳn sẽ giúp loại bỏ hợp lý hơn ảnh hưởng ngoại sinh của tỷ giá
từ ảnh hưởng của chi phí giao thương. Một lập luận tương tự áp dụng đối với sự gia tăng
giá nội địa. Do đó, trong mô hình thay thế này tác thay thế giá dầu bởi giá sản xuất nội địa
ppi
t
, nó cũng tính đến sự cần thiết của một mô hình tiết kiệm. Biến thay thế để sử dụng cho
mục đích này có thể là tiền lương. Tuy nh iên biến này không có sẵn dữ liệu đối với số
lượng lớn các nước được xem xét. Liên quan đến thay đổ i trật tự của các biến, trong mô
hình thay thế thứ 2, chúng tôi theo quan điểm lý thuyết khá mạnh mẽ bằng cách giả định
rằng tỷ giá hối đoái không bị ảnh hưởng tạm thời bởi những cú sốc đánh vào bất kỳ biến

nào khác trong hệ thống, nghĩa là nó sẽ được đặt tại vị trí dẫn đầu trong trật tự của các biến
như sau: e
t
, pimp
t
, y
t
, ppi
t
, cpi
t
, i
t
. Có một nghiên cứu lớn thảo luận ERPT trên cơ sở các
mô hình cấu trúc khác nhau, đi đến kết luận lý thuyết khác liên quan đến việc quyết định tỷ
giá hối đoái tùy thuộc vào các giả định cơ bản của mô hình (xem ví dụ Marston, năm 1990,
và Devereux et al., 2006). Trong các mô hình này, một vai trò đặc biệt quan trọng được giả
định là liệu công ty sẽ định giá bằng đồng tiền nội tệ tại nơi họ bán sản phẩm hay bằng
đồng tiền tại nơi sản xuất sản phẩm. T rong khi các mô hình này cung cấp những hiểu biết
chặt chẽ về các kh ái niệm ERPT tùy thuộc vào các giả định cơ bản khác nhau của mô hình,
chúng hoàn toàn có xu hướn g kết luận mạnh mẽ về sự liên kết tạm thời giữa tỷ giá hối đoái
và tập hợp con các nguyên tắc cơ bản hợp lý. Tất cả các bài nghiên cứu này tiềm năng phê
bình rằng các biến kinh tế vĩ mô có ít khả năng giải thích tỷ giá hối đoái trong ngắn hạn
đến trung hạn. Đặc biệt, thật khó để phát hiện sự đảo chiều trong tỷ giá hối đoái thực - biến
động này dường như được thúc đẩy bởi sự gia tăng tỷ giá hối đoái danh nghĩa mà không
phải là dễ dàng phù h ợp với những giải thích cơ bản. Đối với điều này, mô hình thay thế số
2 cho phép tỷ giá hối đoái bị ảnh hưởng bởi những cú sốc đối với các biến khác nhưng chỉ
với một độ trễ, đồng thời cũng mặc nhiên thừa nhận rằng ít nhất các yếu tố khác có xu
hướng chi phối (các yếu tố khác như “giao dịch nhiễu” hoặc thông tin không hoàn hảo - cả
hai điều rất quan trọng trong bối cảnh thị trường đang nổi).

Mặc dù mô hình này tương đối khác nhau, các k ết quả mà chúng tôi có được tương
tự với các kết quả được thảo luận trong phần trước (Bảng 10 và 11). Hiệu ứng truyền đến
giá nhập khẩu được nhận thấy là gần bằng 1, cả sau mốc thời gian một và hai n ăm, tại
Argentina, Chile, Hungary, Ba Lan, Mexico và Thổ Nhĩ Kỳ, trong khi ước tính là thấp hơn
rất nhiều ở các quốc gia châu Á và Cộng hòa Czech. Hiệu ứng truyền lên giá tiêu dùng
nhìn chung được nhận thấy là thấp hơn so với hiệu ứng truyền lên giá nhập khẩu ở tất cả
các quốc gia và trong vài quốc gia châu Á là gần bằng 0 sau cả mốc thời gian một và hai
năm. Lặp lại các phân tích tương quan, chúng tôi luôn tìm thấy bằng chứng nhất quán về
mối quan hệ thuận có ý nghĩa giữa hiệu ứng truyền lên chỉ số CPI và lạm phát (ở mức 1%),
sau khi loại trừ Argentina và Thổ Nhĩ Kỳ ra khỏi mẫu nghiên cứu (xem Bảng 12). Các hệ
số tương quan giữa hiệu ứng truyền lên CPI và các số liệu đo lường còn lại về bất ổn kinh
15

tế vĩ mô cũng dương và hầu như luôn luôn ý nghĩa thống kê cho tất cả mốc thời gian được
xem xét. Sự liên kết giữa hiệu ứng truyền lên CPI và độ mở một lần n ữa là dương, sau khi
kiểm soát lạm phát, nhưng không có ý n ghĩa thống kê.

5. Kết luận (C onclusions)
Bài nghiên cứu này cung cấp bằng chứng thực nghiệm về những hình mẫu thế giới
ERPT lên giá cả nội địa dựa trên các mô hình tự hồi qui vectơ cho lượng đáng kể các quốc
gia, bao gồm một lượng lớn các quốc gia ở thị trường mới nổi từ 3 khu vực mới nổi trên
thế giới và nhóm kiểm soát các nước côn g n ghiệp. Ở tất cả các quốc gia kết quả chỉ ra rằng
ERPT suy giảm theo chuỗi giá cả. Phân tích phần nào đảo lộn lối suy nghĩ thông thường
rằng ERPT ở các nền kinh tế mới nổi luôn luôn cao hơn đáng kể so với các nền kinh tế
phát triển. Đối với các thị trường mới nổi mức độ lạm phát hàng năm chỉ 1 con số (hầu hết
ở các nước Châu Á) ERPT thấp và không khác biệt đáng kể so với mức độ ERPT ở các
nước phát triển. Nhìn theo một phương diện chung hơn, tác giả nhận thấy rằng mối liên kết
giữa hiệu ứng truyền dẫn và lạm phát có ý nghĩa thống kê khi 2 nước Argentina và Thổ
Nhĩ Kỳ được đưa ra khỏi mẫu, nếu v ậy thì kết quả dường như là không đáng tin cậy. Thêm
vào đó, Bằng chứng về mối tương quan thuận giữa hiệu ứng truyền dẫn và độ mở cửa

dường như yếu hơn mối tương quan giữa hiệu ứng truyền dẫn và lạm phát, ngay cả khi
mức lạm phát được kiểm soát.

Tài liệu tham khảo
Anderton, R. (2003), Extra-Euro Area Manufacturin g 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
Import
Prices to Exchange Rates?, Journal of European Economic Association, 1, 662-670.
Burstein, A., Eichenbaum, M. and Rebelo, S. (2005), Large Devaluations and the Real
Exchange
Rate, Journal of Political Economy, 113, 742-784.
Burstein, A., Neves, J. and Rebelo, S. (2003), Distribution Costs and Real Exchange Rate
Dynamics Durin g Exchange-Rate-Based-St abilizations, Journal of Monetary Econom ics,
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 Gon zález-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 In ternational Money and Finance, 25, 614-
639.
Choudhri, E., Faruqee, H. and Hakura, D. (2002), Exchange Rate Pass-Through in
Different
16

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 Curr ency 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, Econom ic Journal, 116, 478-506.
Dornbusch, R. (1987), Exchange Rates and Prices, American Econom ic 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.
Favero, C. (2001), Applied Macroeconomics, Oxford: Oxford University Press.
Frankel, J., Parsley, D. an d 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 an d Exchange Rate Pass-Through,
International
Journal of Finance and Economics, 9, 315-338.
Hahn, E. (2003), Pass-Through of External Shocks to Euro Area Inflation, European
Central
Bank Working Paper No. 243.18
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 Boar d of
Governors.
McCarthy, J. (2000), Pass-Through of Exchange Rates and Import Prices to Domestic
Inflation in
Some Industrialised Economies, Federal Reserv e Bank of New York Staff Report No. 111.
Marcet, A. (2005), Overdifferencing VAR's is OK, mim eo, 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), Openn ess and Inflation: Theory and Evidence, Qua rterly 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.

Phụ lục: dữ liệu nguồn
Dữ liệu của các thị trường đang nổi được sử dụng trong bài nghiên cứu này trong khoảng
thời gian lấy mẫu tối đa giữa quý 1 năm 1975 đến quý 1 n ăm 2004 (xem hàng đầu tiên của
17

Bảng 1). Đối với khu vực đồng Euro, Mỹ và Nhật Bản, thời gian lấy mẫu bắt đầu từ Q1
năm 1983. Mẫu chính xác cho mỗi quốc gia đang nổi lên, t ùy thuộc vào dữ liệu sẵn có,
được mô tả trong hàng đầu tiên của bảng 1. Các nguồn tương ứng như sau:
Giá dầu trên danh nghĩa: theo Thống kê tài chính quốc tế IMF – IFS trở về trước -, giá
Brent UK bằng đô la Mỹ (dòng thứ 11.276).
Sản lượng đầu ra: Chúng tôi sử dụng tổng sản phẩm quốc dân đối với Hồng Kông, Hàn
Quốc, Singapore, Hungary, Thổ Nhĩ Kỳ, Chile (từ IFS, dòng 99bvp), Nhật Bản và Mexico
(OECD), khu vực đồng euro (từ ECB Area Wide Model - từ AWM, xem Fagan và cộng sự,
2005), Đài Loan và Argentina (nguồn quốc gia.), và Hoa Kỳ (từ IFS, dòn g 99bvr). Do
thiếu các dữ liệu sẵn có, chúng tôi lựa chọn sử dụng dữ liệu sản lượng sản xuất công
nghiệp trong các trường hợp của Trung Quốc (nguồn quốc gia), Cộng hòa Séc (OECD) và
Ba Lan (IFS dòng 66).

Tỷ giá hối đoái danh nghĩa: Chún g tôi sử dụng tỷ giá hối đoái danh nghĩa từ IFS cho tất
cả các nước thị trường mới nổi, nhưng Hong Kon g, Hàn Quốc, Singapore và Đài Loan
(BIS), Thổ Nhĩ Kỳ, Mexico (từ OECD) và Argentina (JP Morgan). Đối với Mỹ và Nhật
Bản, chúng tôi sử dụng dữ liệu IFS (dòng số 0), và khu vực đồng euro từ dữ liệu AWM .
Chỉ số giá nhập khẩu : Chúng tôi sử dụng dữ liệu về giá nhập khẩu (chỉ dữ liệu về hàng
hoá) từ IFS (dòng 76) cho Mỹ, Nhật Bản, Hàn Quốc, Singapore, Hungary và Ba Lan, và từ
các n guồn thay thế trong các trường hợp: khu vực đồng euro (dữ liệu ECB), Đài Loan,
Argentina và Mexico (nguồn quốc gia). Trong trường hợp của Chile, chúng tôi kết hợp dữ
liệu giá nhập khẩu từ dòn g 76 IFS cho đến Q4-1995, và sau đó dữ liệu nhập khẩu đã loại
trừ lạm phát từ Banco de Chile. Do không có sẵn dữ liệu, chúng tôi sử dụng dữ liệu nhập
khẩu đã loại trừ lạm phát đối với Cộng hòa Séc (OECD OEO), và giá trị đơn vị nhập khẩu
của IFS (dòng 75) cho Hồng Kông v à Thổ Nhĩ Kỳ. Chúng tôi không tiếp cận được dữ liệu
liên quan đến giá nhập khẩu cho các mẫu trong trường hợp của Trung Quố c.
Chỉ số giá tiêu dùng: Chúng tôi sử dụng dữ liệu CPI từ IFS (dòng 64) cho tất cả các nước
ngoại trừ khu vực đồng Euro (HICP dữ liệu từ AWM), Hong Kon g (BIS), Trung Quốc và
Đài Loan (nguồn quốc gia).
Chỉ số giá sản xuất : Chúng tôi sử dụng dữ liệu PPI từ IFS ( dòng 62) cho tất cả các nước
ngoại trừ Hong Kong, Đài Loan, Argentina và Trung Quốc ( nguồn quốc gia ).
Lãi suất ngắn hạn: Chúng tôi sử dụng lãi suất trên thị trường tiền tệ đối với Mỹ, Nhật Bản,
Hàn Quốc, Singapore, Ba Lan, Thổ Nhĩ Kỳ, Argentina, (từ IFS, dòng 60 b), khu vực đồng
euro (từ AWM), Hồng Kôn g (từ BIS), và Đài Loan (từ Ngân hàng Trung ương Trung
Quốc). Chúng tôi sử dụng lãi suất trái phiếu kho bạc đối với Hungary và Mexico (từ IFS,
đường 60C), và lãi suất tiền gửi n gân hàng đối với Trung Quốc, Cộng hoà Séc và Chile
(Từ IFS, dòng 60l).
Tỷ lệ Nhập khẩu / GDP : Để tính toán tỷ lệ này chúng ta sử dụng hàng loạt dữ liệu nhập
khẩu danh nghĩa (cho hàng hoá và dịch vụ, ngoại trừ Trung Quốc chỉ bao gồm hàng hoá)
trên GDP. Chúng tôi sử dụng dữ liệu nh ập khẩu danh nghĩa từ IFS ( đường 99b) cho tất cả
các nước ngoại trừ khu vực đồng Euro (ECB), 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 n ước ngoại trừ khu vực đồng Euro (Eurostat), Trung Quốc, Singapore, và Đài Loan

(nguồn quốc gia)

18