HIỆU ỨNG TRUYỂN DẪN TÁC ĐỘNG CỦA TỶ GIÁ TRONG THỊ TRƯỜNG MỚI NỔI

TRƯỜNG ĐẠI HỌC KINH TẾ TPHCM
KHOA TÀI CHÍNH DOANH NGHIỆP
CHUYÊN NGÀNH BẢO HIỂM
………… o0o…………

TIỂU LUẬN
HIỆU ỨNG TRUYỂN DẪN TÁC ĐỘNG CỦA TỶ GIÁ
TRONG THỊ TRƯỜNG MỚI NỔI


GVBM: Ths.Đinh Thị Thu Hồng
Nhóm : 1. Phùng Thị Thanh Hà
2.Trần Lâm Chính Hưng
3.Hà Thu Phương
4.Huỳnh Quốc Việt
Thành phố Hồ Chí Minh, ngày 20 tháng 09 năm 2014
Tóm tắt
Sau một khoảng thời gian đọc, dịch và tìm hiểu thì nhóm em đã biết được rằng bài
nghiên cứu này đo lường mức độ ảnh hưởng của ERPT đến giá cả của 12 thị trường mới nổi ở
châu Á, châu Mỹ Latin, khu vực Trung và Đông Âu. Kết quả của bài nghiên cứu này dựa trên
3 mô hình thay thế véc tơ tự hồi quy, phần nào thay đổi quan điểm cho rằng ERPT giá nhập
khẩu và giá cả tiêu dùng ở các nước mới nổi luôn cao hơn các nước phát triển. Đối với những
thị trường mới nổi với lạm phát chỉ ở mức 1 con số (điển hình là các quốc gia châu Á), Hiệu
ứng truyền dẫn tới giá nhập khẩu và giá cả tiêu dùng thường ở mức thấp và mức độ không
giống các quốc gia phát triển. Bài nghiên cứu cũng đồng thời xác định mức độ liên hệ giữa
chỉ số ERPT và lạm phát, phù hợp với lý thuyết của Taylor đối với 2 quốc gia Argentina và
Thổ Nhĩ Kì cùng được đưa vào phân tích. Cuối cùng là mối liên hệ tích cực khác với lý thuyết
truyền thống giữa nhập khẩu và ERPT.
Tóm lược phi kỹ thuật
Yếu tố rất quan trọng trong việc đánh giá mức độ hiệu quả của chính sách tài khóa tới
sự biến động của thị trường hiện tại là hiểu được ảnh hưởng của sự thay đổi tỷ giá lên giá cả.

Nghiên cứu thực nghiệm cho thấy tỷ giá và giá cả không biến động cùng chiều trong ngắn –
trung hạn.Trải qua ba thập kỉ, các nhà nghiên cứu đã đưa ra rất nhiều lời giải thích cho
nguyên nhân của sự tác động ERPT tới giá nhập khẩu và giá cả tiêu dùng nhưng chưa hoàn
thiện. Việc phân tích thực nghiệm đã đưa ra những chứng cứ cho thấy sự khác biệt đáng kể
của ERPT giữa các quốc gia.Một lập luận quan trọng được đưa ra bởi Taylor (2000), ông đã
đưa ra giả thuyết cho rằng vai trò của sự biến động trong giá cả ảnh hưởng tới tỷ giá thông
qua mức độ lạm phát.
Bài nghiên cứu này đo lường mức độ ảnh hưởng của ERPT tới giá cả ở 12 thị trường
mới nổi tại châu Á, châu Mỹ La-tinh, khu vực Trung và Đông Âu. Tác giả đã sử dụng mô
hình chiến lược được áp dụng cho các nước phát triển bởi McCarthy (2000) và được áp dụng
bởi Hahn(2003) cho khu vực đồng Euro. Họ đánh giá mô hình vec-tơ tự hồi quy bao gồm các
yếu tố:giá xuất khẩu, tỷ giá,giá nhập khẩu, giá cả tiêu dùng, lãi suất ngắn hạn và giá dầu mỏ.
Mô hình này có biến nội sinh là các biến lãi suất. Những cú shock về tỷ giá được xác định do
sự đầu cơ về lãi suất. Với mục đích so sánh, họ đo lường sự khác nhau trong mô hình phát
triển của khu vực Euro, Mỹ và Nhật Bản.
Kết quả nghiên cứu khẳng định rằng ERPT không tác động trực tiếp tới sự biến động
của giá cả, ERPT ảnh hưởng tới giá nhập khẩu nhiều hơn so với giá cả tiêu dùng. Cũng có
bằng chứng cho thấy ERPT ở mức thấp tại các nước phát triển, điển hình là Mỹ và trong giá
tiêu dùng của Nhật Bản. Theo kết quả của những nghiên cứu trước đây, ERPT cao hơn ở khu
vực EU so với Mỹ ở cả giá tiêu dùng và giá trị nhập khẩu. Phân tích của họ chỉ ra rằng ERPT
ở các quốc gia mới nổi luôn cao hơn các quốc gia phát triển.Với các quốc gia mới nổi có chỉ
số lạm phát ở mức một con số (tiêu biểu là các quốc gia châu Á), ERPT ở mức thấp và mức
độ không giống mức hiện hành ở các nước phát triển.Một cách khái quát, bài nghiên cứu xác
định mối quan hệ cùng chiều giữa ERPT và lạm phát phù hợp với lý thuyết của Taylor. Kết
quả này chỉ có thể rõ ràng sau khi loại trừ Argentina và Thổ Nhĩ Kỳ, với những khó khăn
trầm trọng từ kinh tế vĩ mô kém ổn định ở 2 quốc gia. Cuối cùng là sự hiện diện của mối liên
hệ tích cức giữa ERPT và nhập khẩu mở khác với lý thuyết trước đây.
I. Giới thiệu:
Trong hơn 2 thập niên qua, một số lượng lớn những tài liệu kinh tế về tỷ giá hối
đoái (pass through) đã và đang phát triển. Bắt đầu từ những sự khác nhau trong những quan

điểm chuẩn mực, những thực nghiệm được tiến hành để xem xét vai trò thực hiện bởi ERPT
ở những nên kinh tế vừa và nhỏ. Những nghiên cứu đã thực hiện đối với những nước phát
triển bao gồm Anderton (2003), Campa and Goldberg (2004), Campa et al. (2005), Gagnon
and Ihrig (2004), Hahn (2003), Ihrig et al. (2006) và McCarthy (2000). Đó cũng là một nền
văn học đang phát triển áp dụng cho nền kinh tế thị trường mới nổi, bao gồm các so sánh các
quốc gia với nhau như Choudhri và Hakura (2006), Frankel et al. (2005) và Mihaljek et al.
(2000).
Các nhà kinh tế đã thực hiện một giả định đơn giản hóa rằng giá cả của hàng hóa có
thể giao dịch – một khi thể hiện trên cùng một đơn vị tiền tệ - sẽ được thực hiện công bằng ở
các quốc gia, tức là do điều kiện chẵn lẽ của sức mua tác động. Tuy nhiên, theo kinh nghiệm,
giả thuyết này đã được tìm thấy trong phần hỗ trợ chung, ít nhất là trong trường hợp các mẫu
nhỏ và trong ngắn hạn đến trung bình.Phù hợp với bằng chứng này, các tài liệu lý thuyết phát
triển trong hai thập kỷ qua đã cung cấp khác nhau giải thích lý do tại sao ERPT là không đầy
đủ. Trong bài báo chuyên đề của mình, Dornbusch (1987) đã chứng minh không đầy đủ như
phát sinh từ các công ty hoạt động trong một thị trường đặc trưng bởi sự cạnh tranh không
hoàn hảo và điều chỉnh mark-up (và không chỉ giá cả) để đáp ứng với một cú sốc tỷ giá hối
đoái của họ. Burstein et al. (2003) thay vì nhấn mạnh vai trò của (không giao dịch) trong
nước đầu vào trong chuỗi phân phối hàng hóa có thể giao dịch. Burstein et al.(2005) chỉ ra
các vấn đề đo lường trong CPI, những cái mà bỏ qua điều chỉnh chất lượng của hàng hóa có
thể giao dịch lớn điều chỉnh tỷ giá hối đoái.Một dòng khác của lý luận nhấn mạnh vai trò của
các cơ quan quản lý tiền tệ và tài khóa đóng, giả thuyết đia ra bởi một phần bù đắp sự tác
động của những thay đổi trong tỷ lệ trao đổi về giá (Gagnon và Ihrig, 2004).Devereux và
Engel (2001) và Bacchetta và van Wincoop (2003) khám phá thay thế vai trò của việc định
giá tiền tệ địa phương trong việc giảm mức độ ERPT.
Corroborating các phương pháp tiếp cận lý thuyết khác nhau, nghiên cứu thực
nghiệm cho nền kinh tế tiên tiến mới nổi đã tìm thấy bằng chứng của ERPT không đầy đủ.
Những nghiên cứu này cũng tìm thấy bằng chứng về sự khác biệt đáng kể giữa các nước, đưa
ra các câu hỏi của các yếu tố quyết định cơ bản của pass-through.Taylor (2000) đã đưa ra giả
thuyết rằng các phản ứng của giá biến động tỷ giá phụ thuộc tích cực vào lạm phát. Lý do
cho điều này liên quan đến một mối tương quan tích cực giữa các cấp độ và kiên trì của lạm

phát, cùng với một liên kết giữa kiên trì lạm phát và pass-through.Các liên kết này có thể
được thể hiện như sau: Lạm phát dai dẳng hơn, càng ít động của tỷ giá hối đoái được coi là
tạm thời và các công ty có thể đáp ứng thông qua các giá điều chỉnh.
Các bằng chứng từ các nghiên cứu khác nhau đưa ra, tất cả đều ủng hộ giả thuyết
Taylor. Các mối quan hệ tích cực giữa mức độ pass-through và lạm phát xuất hiện nổi lên
mạnh mẽ hơn nữa, tuy nhiên, khi thị trường mới nổi được bao gồm trong giai đoạn mẫu được
xem xét (xem đặc biệt là các bằng chứng dữ liệu bảng trong Choudhri và Hakura, 2006).Đây
có thể là không có gì đáng ngạc nhiên, như lập luận lý thuyết của Taylor trở nên có ý nghĩa
hơn đối với tỷ lệ lạm phát cao hơn.
Một yếu tố quan trọng quyết định khác của ERPTđó là từ một quan điểm lý thuyết
mức độ thương mại hóa của một quốc gia. Mối quan hệ mật thiết giữa hai biến là rất tích cực
, so với một đất nước mở cửa, các phong trào trong tỷ giá hối đoái được truyền qua giá nhập
khẩu vào thay đổi chỉ số giá tiêu dùng. Tuy nhiên, hình ảnh trở nên phức tạp hơn khi họ đưa
vào tài khoản lạm phát có thể được tiêu cực tương quan với sự cởi mở, theo kinh nghiệm
được tìm thấy bởi Romer (1993). Điều này đưa đến một kênh gián tiếp, theo đó sự mở cửa
được tương quan với lạm phát và, có tính đến giả thuyết của Taylor, mức độ pass-through.
Kênh trực tiếp và gián tiếp đi theo hướng ngược nhau và dấu hiệu tổng thể của sự tương
quan giữa pass-through và sự mở cửa, do đó có thể là tích cực hay tiêu cực.
Bài báo đánh giá kết quả từ các tài liệu, khám phá tầm quan trọng của các ERPT và
sự khác biệt giữa các nước bằng việc tính VAR các mô hình nước có thị trường mới nổi và
các nền kinh tế công nghiệp hóa chính, tức là khu vực đồng Euro, Hoa Kỳ và Nhật Bản được
sử dụng như là một nhóm kiểm soát. Một cách tiếp cận phương trình đồng thời là được sử
dụng để cho phép tiềm năng và tính có khả năng giữa các biến quan tâm. Đơn giản chỉ cần
bỏ qua cùng lúc như vậy, như thường được thực hiện trong cách tiếp cận phương trình duy
nhất, kết quả trong phương trình đồng thời thiên vị. hơn nữa, khuôn khổ mô hình được lựa
chọn rất hấp dẫn như là nó cho phép nó theo dõi các phản ứng năng động của các biến với
những cú sốc ngoại sinh theo thời gian. Các nền văn học đã ước tính cho đến nay các mô
hình phương trình hoặc đơn lẻ hoặc các hệ thống phương trình cho một cụ thể đất nước, hoặc
thiết lập các mô hình phương trình duy nhất cho một bộ phận lớn hơn giữa các nước (ví dụ
như Choudhri và Hakura, năm 2006, và Mihaljek et al, 2000.). Thay vào đó, trong nghiên

cứu này, họ áp dụng hệ thống của họ tiếp cận với một số lượng đáng kể của các nước trong
ba khu vự thị trường của thế giới mới nổi chính khu vực, cụ thể là, châu Á, Mỹ Latinh,
Trung và Đông Âu. Đồng thời, họ sử dụng phương pháp tương tự tấn công vào ba nền kinh
tế công nghiệp lớn, điều này đã đảm bảo kết quả so sánh qua nước. Bằng cách ước tính mỗi
mô hình quốc gia trong chu kỳ thời gian dài nhất có thể, hơn nữa nhằm mục đích cao nhất có
thể chính xác của dự toán pass-through cho mỗi đất nước. Về mặt này, một thành phần quan
trọng để phân tích là sự sáng tạo của cơ sở dữ liệu thích hợp và có thể so sánh của mỗi quốc
gia ở tần số quý, đại diện cho một thách thức cho các dữ liệu sẵn có và chất lượng cho các
nước thị trường mới nổi. Điều này cũng đã giúp họ đáp ứng các yêu cầu của một phương
pháp tiếp cận hệ thống dựa trên một số lượng tương đối cao biến, để cho phép cho các động
lực đủ giàu và để tránh bỏ qua thiên vị biến.
Sau đó họ sử dụng kết quả trong nước để kiểm tra và nhận thấy là: ERPT ở các thị
trường mới nổi sao hơn so với các nền kinh tế công nghiệp hóa và điều tra các mô hình tỷ giá
hiệu ứng truyền dẫn đối với các quốc gia, có quan điểm của McCarthy (2000) và Choudhri
và Hakura (2006). Cho dù ERPT cao hơn hoặc không phải thì trong các thị trường đang nổi
lên vấn đề là xác định cán cân thương mại và cũng có thể là sự lựa chọn của một quốc gia có
chế độ tỷ giá hối đoái.Mối liên hệ giữa độ lớn của Hiệu ứng truyền dẫn đối với các quốc gia
phát triển cũng được trích dẫn như là nhân tố căn bản trong chính sách chống giao động tỷ
giá. Hiệu ứng truyền dẫn tỷ giá mức thấp ở các quốc gia mới nổi có thể được hiểu như sức
mạnh thị trường của các công ty ngày càng tăng giống như toàn cầu hóa vậy. Tuy nhiên, ở
các nước có thị trường mới nổi, trình bày các tính năng quan trọng đặc biệt mà tạo ra khó
khăn để có được ước tính đáng tin cậy của ERPT. Một số quốc gia châu Á đã thường xuyên
theo đuổi chính sách hoạt động nhằm kiểm soát tỷ giá hối đoái. Trung và các nước Đông Âu
đã trải qua một cuộc cải cách tự do chuyển đổi của các nền kinh tế của họ trong những năm
1990. Cuối cùng, Thổ Nhĩ Kỳ và một số Latin Nước Mỹ đã lãnh hậu quả của sự bất ổn kinh
tế vĩ mô mạnh mẽ đặc trưng bởi Tỷ lệ lạm phát cao và / hoặc sự trao đổi mạnh mẽ ,biến
động về lãi suất.
Kết quả của họ chỉ hỗ trợ một phần các điểm phổ biến rằng mức độ của ERPT là cao
hơn tại các thị trường mới nổi so với ở các nước đang phát triển (bằng cách sử dụng như là
một chuẩn mực của Mỹ, khu vực đồng euro và Nhật Bản).

Cụ thể hơn, chúng ta thấy rằng trong các nền kinh tế mới nổi, lạm phát thấp (đặc biệt
là nền kinh tế châu Á) .Trong mối quan hệ này, giấy này là tổng thể ủng hộ giả thuyết của
Taylor, tìm ra bằng chứng của một mối tương quan tích cực giữa tỷ giá và lạm phát tại các
thị trường mới nổi. Kết nối này xuất hiện có ý nghĩa thống kê trên tất cả các mô hình nhận
dạng khác nhau được xem xét khi hai nước outlier được loại trừ. Trong các tài liệu có liên
quan, vai trò của sự cởi mở được tìm thấy là, nói chung, yếu đuối, thậm chí sau khi kiểm soát
mức độ tỷ lệ lạm phát.
Phần còn lại của bài báo được cấu trúc như sau. Mục 2 và 3 mô tả các phương pháp
và dữ liệu cho các nước đang được xem xét. Phần 4 và 5 trình bày kết quả thực nghiệm cho
các thông số kỹ thuật cơ bản và thay thế, tương ứng. Cuối cùng, mục 6 có kết luận chính của
họ.
II. Phương pháp
Việc phân tích được thực hiện bằng cách sử dụng một mô hình chuẩn VAR như (1)
Yt đại diện cho vector của các biến nội sinh, c là một vector của các hằng số, i Φ ký hiệu các
ma trận hệ số tự hồi và t ε là một vector của các quá trình nhiễu trắng.
Xác định của cú sốc cấu trúc là đạt được bằng cách thích hợp đặt hàng các biến của lãi
suất và áp dụng một phân hủy Cholesky ma trận hiệp phương sai của các giảm
mẫu chất thải t.
Là một điểm khởi đầu của phân tích, sáu biến VAR mô hình tương tự như những người
của McCarthy, 2000 và Hahn, năm 2003, được phát triển. Các mô hình VAR cơ bản áp dụng
cho các quốc gia khác nhau bao gồm một chỉ số giá dầu, dầu t, một biến đầu ra ty, tỷ giá hối
đoái te, một chỉ số giá nhập khẩu t pimp, chỉ số giá tiêu dùng t cpi, và lãi suất ngắn hạn ti. Tỷ
giá hối đoái và hai biến giá các biến quan trọng trong phân tích của họ. Các biến đầu ra và
giá dầu bao gồm để nắm bắt tác động ở phía bên thực sự của nền kinh tế. Bao gồm lãi suất
cho phép ảnh hưởng đến thị trường tiền tệ, và cả tác động của chính sách tiền tệ thông qua
mối quan hệ tới hiệu ứng truyền dẫn tỷ giá.
Phương trình hồi quy xác định sự tồn tại tác động của các biến tới mô hình, đồng thời
thứ tự các biến được ở giai đoạn trước không ảnh hưởng gì tới các biến ở giai đoạn
sau.Trong trường hợp này, họ đặt giá dầu mỏ lên đầu tiên vì những cú shock trong giá dầu
mỏ sẽ ảnh hưởng tới tất cả các biến còn lại trong mô hình đồng thời giá dầu mỏ không chịu

ảnh hưởng của những cú shock của các biến còn lại trong mô hình. Biến tiếp theo trong mô
hình là biến đầu ra và tỷ giá. Với sự sắp đặt này họ ngầm giả định ảnh hưởng của những cú
shock trong nhu cầu đối với tỷ giá đồng thời có thể áp đặt một khoảng thời gian nhất định
ảnh hưởng của tỷ giá đối với biến đầu ra. Biến giá cả được liệt kê ở vị trí tiếp theo nhằm đo
lường sự tác động của những biến được liệt kê trước đó tới giá cả. Kế tiếp biến giá cả là biến
giá nhập khẩu nhằm đo lường tác động của những cú shock trong giá nhập khẩu đối với giá
tiêu dùng nhưng không có trường hợp ngược lại. Lãi suất được liệt kê cuối cùng tạo điều
kiện đo lường mức độ chịu ảnh hưởng của thị trường tiền tệ - một cách khái quát là chính
sách tiền tệ đối với những biến động của tất cả những biến còn lại trong mô hình.
III. Mô tả dữ liệu
Trong nghiên cứu này họ tập trung phân tích các nước từ ba vùng trên 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 sự lựa chọn đối với những quốc gia gồm các nước có thị trường
lớn đang nổi lên trong khu vực. Đối với mỗi quốc gia tập hợp các dữ liệu quý được thu thập,
đi càng xa càng trở lại về sau này càng tốt. Giá dầu được định giá bởi một chỉ số giá dầu thô
bằng đô la Mỹ. Đầu ra ưa thích của biến vẫn là GDP, mặc dù trong một vài trường hợp, họ
đã sử dụng sản xuất công nghiệp để có được một khoảng thời gian dài hơn mẫu. Đối với tất
cả các nước cho tỷ giá hối đoái, họ sử dụng các chuỗi tỷ giá hối đoái danh nghĩa hiệu dụng.
Hơn nữa, giá nhập khẩu và giá tiêu dùng nội tệ được cập nhật, ngoại trừ Trung Quốc nơi mà
họ hạn chế việc phân tích giá của người tiêu dùng như là một chuỗi giá nhập khẩu không có
sẵn. Cuối cùng, các công cụ chính sách tiền tệ được đại diện bởi một tỷ lệ lãi suất ngắn hạn.
Giai đoạn mẫu được xác định bằng dữ liệu sẵn có, thì các công cụ pháp lý là khác nhau giữa
các quốc gia (xem Phụ lục cho một mô tả chi tiết các nguồn dữ liệu, và các hàng đầu tiên
trong Bảng 1 và 2 cho mẫu thời gian làm việc).
Một bản tóm tắt của các điều kiện kinh tế vĩ mô trung bình tại các thị trường mới nổi
trên giai đoạn mẫu mà dữ liệu có sẵn được đưa ra trong Bảng 1. Lạm phát trung bình là
tương đối thấp trong các nước châu Á, đặc biệt là trong các trường hợp của Đài Loan và
Singapore. Gần đây, hai nước có GDP thực tế tăng trưởng mạnh, lạm phát thấp và một danh
nghĩa ổn định hiệu quả về tỷ giá hối đoái, cả về giá trị và biến động. Trung và các nước

Đông Âu có kết hợp đầu ra tăng trưởng khoảng 2 và 3% với tỷ lệ tương đối cao nhưng giảm
lạm phát. Đặc biệt là giảm phát có khá sớm tại Cộng hòa Séc, mặc dù trong bối cảnh của các
lực lượng suy thoái kéo dài trong một số năm sau khi ngân hàng năm 1997 khủng hoảng.
Trong khoảng thời gian được xem xét, trùng hợp với việc quay trở lại hệ thống kinh tế thị
trường, Cộng hòa Séc, Hungary và Ba Lan đã bị phụ thuộc của một quá trình khá là đáng kể
của sự gia tăng về tỉ giá thực, một phần liên quan đến hiệu ứng Balassa-Samuelson trong
những giai đoạn đầu của tái cơ cấu.
Một số quốc gia chịu áp lực lạm phát trong giai đoạn mẫu được xem xét. Hai quốc gia
nổi bật: điều kiện không chắc chắn tài chính kinh tế vĩ mô của Argentina, nơi trải qua thời
gian khá dài trong lịch sử bị trì trệ khiến bất ổn về tài chính gây ra siêu lạm phát.
Sức ép mạnh mẽ từ lạm phát và biến động tỷ giá hối đoái cao đang xảy ra ở Thổ Nhĩ
Kỳ,tài chính khó khăncàng dê dẫn đến lạm phát. phát.Mexico cũng là nước đã từng bị ảnh
hưởng một cách mạnh mẽ như vậy. Mexico trải qua những giai đoạn thị trường biến động
lớn thể hiện qua sự thay đổi tỷ giá hối đoái danh nghĩa .Chile quản lý thay vì để giữ một mức
trung bình thấp hơn lạm phát khoảng 13% theo ghi nhận từ năm 1980. Cuối cùng, nhiều thị
trường mới nổi trong các nước mà họ chọn mẫu có thể được mô tả như là nền kinh tế cởi mở
đối với các cấu trúc kinh doanh của họ. Xem tiêu chuẩn nhập khẩu như là một phần của
GDP, chúng ta thấy rằng nền kinh tế mở của họ chọn mẫu, theo thứ tự giảm dần : Hồng
Kông, Singapore tiếp theo là Cộng hòa Séc và Hungary. Các nền kinh tế lớn hơn, Trung
Quốc và Argentina được tìm thấy được tương đối đóng cửa so các thị trường mới nổi khác
trong nghiên cứu này.
Bảng 2 tóm tắt các điều kiện kinh tế vĩ mô trung bình trong ba nền kinh tế tiên tiến cấu
thành tiêu chuẩn của họ so sánh, cụ thể là, Mỹ, khu vực đồng tiền chung châu Âu và Nhật
Bản. Những nền kinh tế biểu hiện lạm phát trung bình thấp cũng như các điều kiện kinh tế vĩ
mô ổn định hơn thị trường mới nổi. Trên cơ sở của các kỷ lục lạm phát, trong số các thị
trường đang nổi lên có lẽ sẽ mong đợi để tìm các hệ số thấp nhất ở châu Á và cao nhất trong
Mỹ Latinh, với ngoại lệ của Chile. Mức độ cởi mở, tuy nhiên, có thể góp phần đóng một vai
trò đối trọng bằng cách làm giảm các tác động đến chỉ số giá tiêu dùng pass-through tương
đối đóng cửa.Nền kinh tế Mỹ Latinh, trong khi mang lại tác động tích cực, đặc biệt là trong
các trường hợp Hồng Kông và Singapore - các quốc gia mở cửa thương mại trong mẫu của

họ.
Mức độ ERPT ở mỗi nước được tính bằng cách ước tính một đặc điểm kỹ thuật của
mô hình (1) vector được lựa chọn của các biến nội sinh, trong đó có tài khoản của các thuộc
tính chuỗi thời gian của dữ liệu. Gốc đơn vị xét nghiệm chỉ ra rằng hầu hết các biến trong các
nước được coi là bất tĩnh (chỉ có mức lãi suất đã được tìm thấy là văn phòng phẩm trong một
số trường hợp), trong khi Johansen kiểm tra cùng hội nhập tổng thể cung cấp bằng chứng chỉ
yếu trạng thái cân bằng dài hạn có thể mối quan hệ giữa các biến ở một số nước. Với những
tài sản dữ liệu, một VAR trong sự khác biệt đầu tiên của các biến văn phòng phẩm không đại
diện cho một đặc điểm kỹ thuật thích hợp của các mô hình. Favouring một VAR trong sự
khác biệt đầu tiên, như trái ngược với mô hình một Vector sửa lỗi (VECM), có thể dẫn đến
misspecification, nếu cùng hội nhập sẽ có mặt. Tuy nhiên, sự lựa chọn của họ cũng xem xét
rằng việc phân tích: (i) tập trung vào các động lực ngắn hạn như trái ngược với dài hạn mối
quan hệ cân bằng giữa các biến, và (ii) bị hạn chế bởi thời gian ngắn mẫu có sẵn cho 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. Đó là, tuy nhiên, đáng nói đó cũng không phải là ước tính ở
mức độ cũng như các thông số kỹ thuật VECM miễn vấn đề (xem, ví dụ như, Favero, 2001).
Trong sự hiện diện của cùng hội nhập, phương pháp cũ sẽ bị từ overparameterisation và mất
hiệu quả. VECM sẽ mang lại ước tính không phù hợp nếu vector cointegrating sai đối với
các model. Cụ thể hơn, mô hình VAR của họ trong sự khác biệt đầu tiên của các biến văn
phòng phẩm không bao gồm như là các biến Δoilt, Δy t, t Δe, t Δpimp, t Δcpi và cuối cùng,
tùy thuộc vào kết quả của đơn vị gốc kiểm tra, hoặc t i hay t Δi. Tất cả các mô hình được ước
tính với một núm vú cao su thường xuyên và theo mùa. Thời gian trễ chiều dài của VAR cho
mỗi quốc gia được xác định bằng cách xem xét các tiêu chí thông tin khác nhau như cũng
như một số các bài kiểm tra đặc điểm kỹ thuật. Tiêu chí thông tin được sử dụng để giúp đỡ
lag xác định tối ưu độ dài, nhưng quyết định cuối cùng dựa trên các bài kiểm tra đặc điểm kỹ
thuật áp dụng cho các ứng cử viên thay thế các mô hình
Trong hai phần tiếp theo, họ lần đầu tiên thảo luận về các kết quả cho ERPT đến giá
trong nước. Nền kinh tế thị trường mới nổi và so sánh chúng với những người có nguồn gốc
cho nhóm kiểm soát của họ nâng cao nền kinh tế. Họ sau đó cố gắng để thiết lập một mối
liên hệ giữa kích thước của các ERPT giữa các quốc gia và một số yếu tố quyết định có thể

bằng cách tính toán hệ số tương quan. Cuối cùng họ điều tra mạnh mẽ các kết quả này bằng
cách áp dụng hai mô hình nhận dạng thay thế
IV. Những kết quả có được từ kinh nghiệm
Ước tính ERPT trong giá nhập khẩu và giá tiêu dùng ở những nước thị trường mới nổi
có trong mẫu tóm tắt ở bảng 3 và 4 trong hai quan sát, cụ thể là sau bốn và tám quý. Đối với
hầu hết các nước thì kết quả của họ nhìn chung là khá hợp lý ở cả hai phương diện CPI và
giá nhập khẩu. ERPT được biết có thể làm suy giảm dọc theo chuỗi giá cả, nghĩa là nó cao
hơn ở giá nhập khẩu so với giá tiêu dùng. Đặc biệt, môt năm sao cú sốc pass-through giá
nhập khẩu tăng cao và theo thống kê thì không khác so với một số trường hợp của Argentina,
Chi-lê, Hun-ga-ry, Mexico, Ba Lan và Thổ Nhĩ Kỳ, hơi thấp ở Công Hòa Séc và Hàn Quốc,
khá thấp ở hầu hết các nước Châu Á. ERPT trong CPI thì cao nhất ở Hungari và Mexico. Ở
Châu Á, hiệu ứng truyền dẫn tác động tới CPI được thấy là thập ở cả bốn và tám quý. Tương
tự Singapore, trong khi điểm ước tính các hệ số khá bi quan thì chúng cũng không khác biệt
đáng kể vớ Zero.
Sau đó họ áp dụng cùng môt phương pháp cho khu vực Euro, Mĩ và Nhật để đánh
giá có phải mức độ tác động của hiệu ứng truyền dẫn thì cao hơn ở các nước thị trường mới
nổi. Bảng 5 cho ta thấy bằng chứng rằng khu vực đồng euro rất phù hợp với dự toán được
tìm thấy bởi các nghiên cứu sử dụng phương pháp tương tự hay phương pháp thay thế. Dự
toán tìm thấy cho Mỹ là phù hợp với sự đồng thuận chung rằng ERPT thì rất thấp tại Mỹ, ở
cả hai lĩnh vực nhập khẩu và giá tiêu dùng. Tại Nhật, ERPT của CPI thì khá nhỏ ở cả hai tầm
bốn quý và tám quý. Ở lĩnh vực giá nhập khẩu, dự toán cho Nhật thì cao hơn so với khu vực
đồng Euro và Mĩ, và phù hợp về mặt thống kê với hiệu ứng truyền dẫn môt năm. So sánh với
dự toán hiệu ứng truyền dẫn của các nền kinh tế mới nổi và tiên tiền, kết quả của họ đã
chứng minh ngược lại sự hiểu biết thông thường rằng mức ERPT ở thị trường mới nổi cao
hơn so với các nước phát triển. Đặc biệt hơn, trong nền kinh tế lạm phát thấp thì hiệu ứng
truyền dẫn tác động tới giá tiêu dùng cũng sẽ thấp.
Bước tiếp theo trong việc phân tích của họ là để có được một số hiểu biết về các yếu
tố quyết định kinh tế vĩ mô của ERPT.Họ bắt đầu bằng cách khám phá có hay không bằng
chứng về mối tương quan tích cực giữa hiệu ứng truyền dẫn và lạm phát theo như giả thuyết
của Taylor. Để minh họa, họ bắt đầu sự phân tích của mình bằng kiểm tra một cách trực quan

mối quan hệ giữa mức độ ERPT trong một năm với mức lạm phát của các thị trường mới nổi
trong mẫu đã cho.
Figure 1: Hiệu ứng truyền dẫn tác động của giá tiêu dùng VS Mức lạm phát trung bình
tại các thị trường mới nổi.

Như ta thấy ở figure 1, hai phần mở rộng của các nước có thể được xác định. Trong
phần đầu tiên của mỗi nước, là phần mà mức lạm phát hàng năm trung bình thấp hơn 10% so
với mẫu, kinh nghiệm ở mức độ thấp của ERPT (thường là dưới 10%). Ở phần thứ hai của
mỗi nước, là phần có mức lạm phát trung bình cao hơn hẳn, khoảng từ 10% tới 20%, hướng
đến một mức độ ERPT cao hơn nhiều tác động đến giá tiêu dùng (khoảng 40%). Những phần
này của các nước đã phần nào hỗ trợ mở rộng lý thuyết của Taylor. Hai nước khác trong mẫu
của họ, là Argentina và Thổ Nhĩ Kỳ, xuất hiện một sự chênh lệch rõ rang từ khi họ kết hợp
mức lạm phát trung bình siêu cao (trên 60%) với hiệu ứng truyền dẫn của giá tiêu dùng. Nhờ
sự kiểm tra trực quan từ biểu đồ trên đã chỉ ra rằng nếu có hai nước này trong phân tích thì lý
thuyết của Taylor sẽ bất hợp lý. Tuy nhiên, theo phương pháp phương sai, khọng phù hợp
cho các quốc gia thì sự bất ổn của kinh tế vĩ mô được phản ánh trong siêu lạm phát hoặc mức
lạm phát cực kỳ cao. Bằng cách hạn chế thời kỳ mẫu để loại trừ giai đoạn lạm phát cao,
không chỉ làm cho dữ liệu ngắn lại hơn mà còn làm mẫu trở nên gọn trong một phần. Vì
những trường hợp có thể xảy ra, do đó rất khó để khôi phục cơ bản mổi quan hệ giữa sự thay
đổi tỷ giá hối đoái với giá cả. được đưa ra bới các mô hình năng động hàng năm thường dự
kiến phát sinh dưới một môi trường kinh tế không ổn định. Phương pháp phương sai và
những dự toán kinh tế thì gần như không thể phản ảnh đầy đủ ý nghĩa cùa hiệu ứng truyền
dẫn nếu giá cả, tỷ giá hối đoái và lãi suất biến động mạnh. Ngược lại với cái nhìn sâu sắc về
kinh tế của Taylor xuất hiện sự hỗ trợ nếu ta loại trừ khỏi mẫu hai nước Argentina và Thổ
Nhĩ Kỳ.
Ấn tượng về trực quan của mối tương quan thuận giữa hiệu ứng truyền dẫn và lạm
phát được xác nhận bởi hai phương pháp chuẩn của sự tương quan giữa hệ số của hiệu ứng
truyền dẫn và con số đáng tin cậy của các yếu tố quyết định: the Pearson product-moment và
Spearman rank correlation coefficients. Những kết quả xuất hiện trong bảng 6. Những
phương pháp này xác nhận rằng tồn tại một mối tương quan thuận giữa hiệu ứng truyền dẫn

và lạm phát trong cả hai quan sát bốn quý và tám quý. Hệ số tương quan có ý nghĩa trong cả
hai trường hợp Pearson và Spearman ở cả hai quan sát 4 quý và 8 quý tại mức 1%. Những
phương pháp khác của kinh tế vĩ mô bất ổn cũng sẽ có tương quan tích cực với ERPT, mặc
dù mức ý nghĩa nói chung là hơi nhỏ hơn. Tương tự với Choudhri và Hakura (2006) và
McCarthy (2000), họ tìm thấy môt vài bằng chứng về sự tương quan thuận giữa ERPT tác
động của giá tiêu dùng và tính mở. Khám phá này được xem là điều bất ngờ trong mối liên
kết trực tiếp dự kiến giữa các biến này, theo như kết quả có được từ kên truyền dẫn từ nhập
khẩu tới giá tiêu dùng. Một cách để hợp lý hóa các kết quả sai lệch trước đây là đưa vào tính
toán một sự tương quan âm giữa lạm phát và tính mở theo như bản báo cáo của Romer
(1993). Sauk hi kiếm soát được sự lạm phát, hệ số tương quan giữa hiệu ứng truyền dẫn và
tính mở sẽ trở nên khả thi, mặc dù không có ý nghĩa thống kê.
V. Liên hệ thực tiễn
Trong phần này, họ đánh giá mức độ nào kết quả ban đầu của họ là nhạy cảm với
sự lựa chọn của xác định đề án và một số thay đổi trong các biến. Họ tái ước lượng mô hình
với hai mô hình nhận dạng thay thế, dựa trên hai orderings thay thế các biến trong các
Cholesky phân hủy. Ở nơi đầu tiên, họ áp dụng chương trình thay thế sau đặt hàng
(Alternative 1 mô hình), t dầu, ti, ty, te, pimp t, t cpi, đặc biệt là lãi suất di chuyển trước khi
tỷ giá hối đoái, ví dụ như đề xuất bởi Choudhri et al. (2002). Điều này cho phép cho một
phản ứng đương thời của tỷ giá hối đoái thay đổi lĩnh vực tiền tệ chính sách cụ. Điều này có
thể được giải thích trên cơ sở cân nhắc thương mại mang theo tiêu chuẩn, theo đó mức lãi
suất cao hơn làm cho những thứ khác bằng - tiền tệ trở nên hấp dẫn hơn bằng cách khai thác
đặc biệt là thất bại của phương trình chênh lệch. Ước tính đèo qua dưới này thay thế xác định
chương trình nói chung là rất tương tự như những gì được thảo luận trong phần trước (xem
Bảng 7 và 8). Có một ngoại lệ là Hungary dự toán ERPT cả hai giá nhập khẩu và chỉ số giá
tiêu dùng giảm đáng kể. Về giá nhập khẩu, như trước một năm sau cú sốc hệ số pass-through
được tìm thấy là cao và không đáng kể khác nhau từ 1 ở Argentina, Mexico và Ba Lan.
Trong trường hợp của Chile, hệ số của giá nhập khẩu pass-through bây giờ là thấy được phần
nào thấp hơn và gần gũi hơn với các cấp độ của Cộng hòa Séc và Hàn Quốc một năm sau cú
sốc (trong khu vực giữa 0,7 và 0,8). Một năm sau cú sốc, mức độ nhập khẩu giá pass-through
vẫn còn rất thấp trong các trường hợp của Xin-ga-po và Đài Loan, mặc dù trong các cựu

trường hợp tăng lên đáng kể trong hai năm sau khi sốc.
Trong điều kiện giá CPI, hệ số pass-through vẫn như trước đây hầu như luôn luôn
nhỏ hơn hơn tương đương giá nhập khẩu. Hệ số được tìm thấy là một năm sau khi cao nhất
xung kích trong Cộng hòa Séc, Mexico và Ba Lan. Ở châu Á, ERPT giá của người tiêu dùng
là một trong nhiều thời gian tìm thấy là ở phía bên thấp. Một lần nữa, trong trường hợp của
Singapore, mặc dù điểm ước tính của các hệ số được tìm thấy là tiêu cực, họ không khác biệt
đáng kể từ con số không. Các kết quả tổng thể tất cả các nước đặc trưng bởi lạm phát trung
bình ít hơn 10% nói chung đặc trưng bởi mức độ vừa phải ERPT ước tính vẫn còn giữ. Như
trước Argentina và Thổ Nhĩ Kỳ nổi bật rất thấp vượt qua qua về giá của người tiêu dùng.
Loại trừ hai quốc gia này, mối tương quan thuận giữa pass-through và lạm phát vẫn còn được
tìm thấy là tích cực sau khi cả hai bốn và 8/4, mặc dù mức độ có ý nghĩa là thấp hơn so với
kịch bản đầu tiên mà họ đã có xem xét (xem Bảng 9). Các biện pháp khác của sự bất ổn kinh
tế vĩ mô cũng tích cực tương quan với mức độ ERPT ở các cấp độ khác nhau có ý nghĩa khác
nhau ở cả hai chân trời năm đầu tiên và thứ hai. Cuối cùng, họ một lần nữa tìm thấy không
có bằng chứng về dương có ý nghĩa thống kê mối quan hệ giữa ERPT và sự cởi mở, ngay cả
sau khi kiểm soát lạm phát .
Được coi là mô hình thay thế thứ hai (mô hình thay thế thứ 2) cho trường hợp ban
đầu của họ bao gồm cả sửa đổi biến số và thay thế các thoái biến Cholesky . Trong các mô
hình trước đó, họ đã đề cập việc biến giá dầu được giải thích không chỉ bởi các phí phát sinh
bên ngoài,và điều này giúp chúng ta không bị khó hiểu về các hiệu ứng tỷ giá hối đoái phát
sinh từ chi phí phát sinh bên ngoài. Một lập luận tương tự để phát triển giá trong nước. Do
đó, họ thay thế biến giá dầu sản xuất trong nước là giá ppi
t,
cũng sẽ tìm ra được sự cần thiết
một mô hình tiết kiệm. Một biến thay thế có thể sử dụng cho mục đích này có thể là tiền
lương.Tuy nhiên, biến này không phải là có sẵn cho một số lượng đủ lớn của các nước được
xem xét. Về sự thay đổi cách đặt các biến trong phương án 2, chúng ta có được một điểm nổi
bật khá rõ của lý thuyết được giả định rằng tỷ giá hối đoái không đồng thời bị ảnh hưởng bởi
những cú sốc bất kỳ của các biến khác trong hệ thống, tức là đầu tiên phải đặt các biến: e
t

,
pimp
t
, y
t
, ppi
i
, cpi
t
, i
t,.
Đó là một sự thảo luận về ERPT trên cơ sở của các mô hình có cấu trúc
khác nhau để đưa ra những kết luận khác nhau liên quan đến việc xác đinh tỷ giá hối đoái
phụ thuộc vào những giả định của mô hình bên dưới (xem ví dụ Marston năm 1990 và
Devereux và cộng sự năm 2006). Trong các mô hình này, một vai trò đặc biệt quan trọng là
giả định cho dù các công ty định giá bằng đồng nội tệ, nơi họ bán sản phẩm hoặc bằng đồng
tiền của công ty sẵn có. Trong khi các mô hình cung cấp những khái niệm rõ rang của ERPT
phụ thuộc vào tính giả định của mô hình, họ thường có xu hướng đi đến kết luận chắc chắn
về việc có 1 sự gắn kết giữa tỷ giá hối đoái và các khái niệm cơ bản trên. Tất cả các tài liệu
này đều chỉ ra rằng, sự thay đổi nền kinh tế vĩ mô sẽ ít có khả năng giải thích cho tỷ giá hối
đoái trong ngắn và trung hạn. Đặc biệt là, rất khó để phát hiện ra giá trị tỷ giá hối đoái thực
ban đầu- biến động là được thúc đẩy bới tỷ giá hối đoái danh nghĩa mà không có 1lý giải
trước đó. Liên quan đến điều này, mô hình thay thế thứ 2 cho phép tỷ giá hối đoái chịu tác
động bởi những cú sốc khác nhưng với một độ trễ, ngầm giả định rằng cùng thời gian này
các nhân tố khác (như là “tiếng ồn trong kinh doanh” hoặc việc xem xét thông tin không
hoàn hảo – cả hai đều quan trọng trong bối cảnh thị trường mới nổi) có xu hướng chiếm ưu
thế.
Mặc dù các mô hình là tương đối khác nhau nhưng kết quả mà họ thu được là rất
đáng chú ý tương tự như những gì đã thảo luận ở phần trước (bảng 10 và 11). Hiệu ứng
truyền dẫn tác động đến giá nhập khẩu được tính sau 1 và 2 năm ở các nước Arghentina,

Chile, Ba Lan, Hungary, Mexico, Thổ Nhĩ Kỳ là gần bằng 1 trong khi ở các nước Châu Á và
Cộng hòa Séc có thể thấp hơn nhiều. Hiệu ứng truyền dẫn của giá tiêu dùng tính được cũng
thấp hơn hiệu ứng truyền dẫn của giá nhập khẩu ở hầu hết các nước và gần như bằng 0 ở một
vài nước Châu Á. Lặp lại các phân tích tương quan, họ luôn tìm thấy bằng chứng của một
mối quan hệ tích cực đáng kể giữa tác động của hiệu ứng truyền dẫn của CPI và lạm phát sau
khi loại trừ đi Arghentina và Thổ Nhĩ Kỳ khỏi mẫu. Hệ số tương quan giữa hiệu ứng truyền
dẫn của CPI và các biện pháp còn lại của sự bất ổn kinh tế vĩ mô cũng là tích cực và hầu như
luôn luôn có ý nghĩa thống kê cho tất cả các thời gian xem xét. Sự liên kết giữa tác động
truyền dẫn của CPI và sự cởi mở là tích cực, sau khi kiểm soát lạm phát, nhưng không có ý
nghĩa về mặt thống kê.
VI. Kết luận
Bài viết này cung cấp bằng chứng thực nghiệm về tác động của ERPT lên giá cả
trong nước của một số nước trên thế giới ( bao gồm cả một số lượng lớn của các nước thị
trường mới nổi từ ba khu vực chính trên thế giới và nhóm các nước công nghiệp mạnh). Bản
phân tích này một phần lại làm đảo lộn lại những sự hiểu biết thông thường rằng ERPT ở các
nước có nền kinh tế mới nổi sẽ luôn cao hơn đáng kể so với các nước có nền kinh tế phát
triển. Ở các thị trường đang nổi, với chỉ có một con số tỷ lệ lạm phát hàng năm (đặc biệt là
hầu hết các quốc gia châu Á) ERPT là thấp và không có nhiều khác biệt như các mức ERPT
ở các nước có nền kinh tế phát triền. Dùng cái nhìn tổng quát hơn, chúng ta thấy rằng mối
quan hệ giữa hiệu ứng truyền dẫn và lạm phát là có ý nghĩa thống kê khi bỏ Arghentina và
Thổ Nhĩ Kỳ ra khỏi mẫu, đã có kết quả là không đáng tin cậy, bị loại trừ. Ngoài ra, các bằng
chứng về một mối tương quan tích cực giữa hiệu ứng truyền dẫn và độ mở cửa của nền kinh
tế dường như là yếu hơn so với giữa hiệu ứng truyền dẫn và lạm phát, thậm chí sau khi kiểm
soát mức độ lạm phát.
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 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 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.
Favero, C. (2001), Applied Macroeconomics, Oxford: Oxford University Press.
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.
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.
Phụ lục: Nguồn dẫn về số liệu.
Nguồn số liệu về thị trường mới nổi sử dụng trong bài nghiên cứu dựa trên khoảng
thời gian từ tháng 1/1975 tới tháng 1/2004. Đối với khu vực Euro, Mỹ và Nhật Bản, khoảng
thời gian nghiên cứu bắt đàu từ tháng 1/1983.
Giá dầu mỏ danh nghĩa: nguồn từ báo cáo thống kê tài chính quốc tế của IMF.
Sản lượng đầu ra: sử dụng chỉ tiêu GDP cho Hong Kong, Hàn Quốc, Singapore,
Hungary, Thổ Nhĩ Kỳ, Chi-lê (từ IFS, dòng 99), Nhật Bản và Mexico (Tổ chức Hợp tác và
Phát triển Kinh tế - OECD), khu vực Euro (từ ECB), Đài Loan và Argentina (nguồn số liệu
quốc gia) và Mỹ (từ IFS). Vì hạn chế về nguồn số liệu hiện hữu họ sử dụng số liệu sản lượng
công nghiệp trong trường hợp của Trung Quốc (nguồn nội địa), CH Séc (OECD) và Ba Lan
(IFS).
TGHĐ danh nghĩa hiệu dụng (Neer): sử dụng nguồn số liệu từ IFS cho tất cả các quốc
gia mới nổi trừ Hong Kong, Hàn Quốc, Singapore và Đài Loan (từ Bank for International
Settlements), Thổ Nhĩ Kỳ và Mexico (từ OECD) và Argentina (từ JP Morgan). Đối với Nhật

Bản và Mỹ sử dụng nguồn từ IFS, còn khu vực Euro từ Area Wide Model – AWM.
Chỉ số giá nhập khẩu: sử dụng số liệu giá nhập khẩu (chỉ riêng về hàng hóa) từ IFS cho
Mỹ, Nhật Bản, Hàn Quốc, Singapore, Hungary và Ba Lan, và từ nguồn dữ liệu khác trong
trường hợp của Euro (nguồn từ ECB), Đài Loan, Argentina và Mexico (nguồn số liệu nội
địa). Trường hợp của Chile, họ kết hợp nguồn số liệu từ IFS và Banco de Chile.
Chỉ số giá tiêu dùng: nguồn từ IFS cho tất cả các quốc gia, trừ các quốc gia EU
(từAWM), Hong Kong (BIS), TQ và Đài Loan từ nguồn nội địa.
Chỉ số giá sản xuất: nguồn cho tất cả quốc gia từ IFS, ngoại trừ Hong Kong, Đài Loan
và TQ từ nguồn nội địa.
Lãi suất ngắn hạn: sử dụng lãi suất tiền gửi thị trường đối với Mỹ, Nhật Bản, Hàn
Quốc, Singapore, Ba Lan, Thổ Nhĩ Kỳ, Argentina từ IFS, khu vự EU từ AWM, Hong Kong
từ BIS và Đài Loan từ NHTW TQ. Họ sử dụng lãi suất tín phiếu kho bạc đối với Hunngary và
Mexico từ IFS và lãi suất tiền gửi ngân hàng cho trường hợp của TQ, CH Séc và Chile từ IFS.
Bảng 2. Imports/GDP
Tồng Tồng hợp các chỉ số US,Nhật Bản,khu vực đồng tiền chung Châu Âu
KHU VỰC MỸ NHẬT CHÂU ÂU
Độ lệch chuẩn của lạm phát 3.1 0.9 3.0
Độ lệch chuẩn khấu hao danh nghĩa 1.6 -3.2 -0.1
Độ lệch chuẩn của lãi suất (năm 1.6 2.6 1.8
Phương sai lạm phát 14 18.2 10.1
Trung bình sản lượng tăng trưởng 3.4 2.5 2.2
Phương sai tăng trưởng 2.4 3.6 2.1
Nhập khẩu/GDP 9.0 11.8 11.7
Bảng 3
Phản ứng lũy kế khi tỷ giá thay đổi 1%
Mô hình cơ bản
Lũy kế phản ứng của giá nhập khẩu (theo%)
Trung quốc Hồng Kong Nhật Bản Singapore Đài Loan Cộng hòa Séc Hungary Ba Lan Thổ Nhĩ Kỳ Agentina Chile Mexico
4
quý

- 0.43 0.78 0.13 0.12 0.72 1.26 0.86 0.91 0.87 1.00 1.54
8
quý
- 0.93 0.57 0.76 -0.12 0.48 1.77 1.30 1.76 1.23 0.82 1.99
Lưu ý: Xem văn bản mô tả chính của mô hình cơ bản. Cỡ mẫu như trong dòng đầu tiên của bảng 1.
Bảng 4
Phản ứng lũy kế khi tỷ giá thay đổi 1%
Mô hình cơ bản
Lũy kế phản ứng của giá tiêu dùng (theo %)
Trung quốc Hồng Kong Nhật Bản Singapore Đài Loan Cộng hòa Séc Hungary Ba Lan Thổ Nhĩ Kỳ Agentina Chile Mexico
4
quý
0,08 0,07 0,19 -0,15 0,01 0,61 0,48 0,31 0,09 0,02 0,35 0,76
8
quý
0,77 0,37 0,13 -0,06 0,01 0,77 0,91 0,56 0,12 0,04 0,35 1,39
Lưu ý: Xem văn bản mô tả chính của mô hình cơ bản. Cỡ mẫu như trong dòng đầu tiên của bảng 1.
Bảng 5
Phản ứng lũy kế khi tỷ giá thay đổi 1%
Mô hình cơ bản
Lũy kế phản ứng của giá nhập khẩu (theo%) Lũy kế phản ứng của CPI (theo%)
Mỹ Nhật Bản Khu vực đồng Euro Mỹ Nhật Bản Khu vực đồng Euro
4 quý 0,24 1,14 0,60 0,01 0,02 0,07
8 quý 0,38 1,05 0,72 0,02 0,04 0,13
Lưu ý: Xem văn bản mô tả chính của mô hình cơ bản. Cỡ mẫu như trong dòng đầu tiên của bảng 2
Bảng 6
Sự tương quan của hiệu ứng truyền dẫn tác động của tỷ giá đến CPI với các biến số lựa chọn
Mô hình cơ bản
Tương quan Pearson Tương quan Spearman
T=4 T=8 T=4 T=8

+Lạm phát trung bình 0.78 *** 0.79 *** 0.87 *** 0.73 ***
+TGHĐ danh nghĩa hiệu dụng
khấu hao trung bình 0.61 ** 0.73 *** 0.28 0.47
+Độ lệch chuẩn lạm phát 0.70 ** 0.79 *** 0.70 ** 0.70 **
+Độ lệch chuẩn TGHĐ danh nghĩa
hiệu dụng tỷ lệ thay đổi 0.62 ** 0.66 ** 0.54 0.33
+Nhập khẩu/GDP
-raw measure -0.31 -0.28 -0.36 -0.32
-kiểm soát lạm phát 0.04 0.07 0.25 0.38
TGHĐ: Tỉ giá hối đoái
Lưu ý: * / ** / *** là mối tương quan có ý nghĩa thống kê ở mức 10/5/1% bằng cách sử dụng một bài kiểm tra một phía
của sự tương quan tích cực. Kiểm tra có ý nghĩa cho các mối tương quan Spearman được dựa trên những số lượng của
Spearman’s rho trong Conover (1999).
Trong trường hợp mối tương quan với sựmở rộng được kiểm soát bởi lạm phát, họ sử dụng các thặng dư từ các phương
trình liên quan của hiệu ứng truyền dẫn tác động của tỷ giá đến chỉ số giá tiêu dùng vàcủa nhập khẩu / GDP đến lạm phát.
Bảng 7
Phản ứng lũy kế khi tỷ giá thay đổi 1%
Mô hình thay thế 1
Lũy kế phản ứng của giá nhập khẩu (theo%)
Trung Quốc Hồng Kông Hàn Quốc Singapore Đài Loan Cộng hòa Séc Hungary Ba Lan Thổ Nhĩ Kỳ Argentina Chile Mexico
4
quý
- 0,53 0,75 0,10 0,19 0,73 0,75 0,91 0,36 0,86 0,77 1,44
8
quý
- 1,05 0,51 0,70 -0,11 0,59 0,74 1,21 0,85 1,30 0,39 1,81
Lưu ý: Xem văn bản mô tả chính của mô hình thay thế.Cỡ mẫu như trong dòng đầu tiên của bảng 1.
Bảng 8
Lũy kế phản ứng đến một cú sốc tỷ giá hối đoái
Mô hình thay thế 1

Lũy kế phản ứng của giá tiêu dùng (theo%)
Trung Quốc Hồng Kông Hàn Quốc Singapore Đài Loan Cộng hòa Séc Hungary Ba Lan Thổ Nhĩ Kỳ Argentina Chile Mexico
4
quý
0,07 0,15 0,12 -0,17 0,03 0,55 0,07 0,30 0,08 0,02 0,11 0,60
8
quý
0,76 0,41 0,01 -0,09 0,02 0,72 0,06 0,53 0,10 0,39 -0,05 1,11
Lưu ý: Xem văn bản mô tả chính của mô hình thay thế 1. Cỡ mẫu như trong dòng đầu tiên của bảng 1.

Bảng 9