Điều chỉnh giá và tác động dẫn truyền trong tỉ giá hối đoái

TRƯỜNG ĐẠI HỌC KINH TẾ TPHCM
Khoa Tài Chính Doanh Nghiệp
K36- TC KII
Điều chỉnh giá và tác động dẫn truyền
trong tỉ giá hối đoái
Michael B. Devereux
Đại học British Columbia
CEPR
James Yetman
Ngân hàng Thanh toán Quốc tế
Đại học Hong Kong
Viện Nghiên cứu tiền tệ Hồng Kông
Tháng 7 năm 2008
Giảng viên : P.GS, TS Nguyễn Thi Liên Hoa
Nhóm SV : Nhóm đề tài 4
Tháng 2/2013
Mục lục
I. Trình bày lại bài nghiên cứu
1. Mục tiêu của bài nghiên cứu 1
2. Câu hỏi nghiên cứu 1
3. Phương pháp nghiên cứu 1
4. Kết cấu bài nghiên cứu
5. Literature review 1
Bản tóm tắt 1
Phần 1. Giới thiệu 1
Phần 2: Mô hình 4
2.1. Mô hình định giá hàng nhập khẩu. 4
2.2 Xác định tỉ giá hối đoái: 7
2.3 Sự cân bằng: 7
Phần 3. Xác định tác động truyền dẫn tỉ giá hối đoái: 9
Phần 4. Tần số nội sinh của điều chỉnh giá 12

4.1 Giải quyết các mô hình khi κ là biến nội sinh 13
4.2 Phân tích định lượng của mô hình 14
4.3 Mô phỏng mô hình 15
4.4 Xác định tác động dẫn truyền ngụ ý bởi mô hình 15
4.5 So sánh mô hình và dữ liệu 17
Phần 5: Tổng kết: 20
Tham khảo 21
Phụ lục 1 Mô Hình: 23
Phụ lục 2:Hệ số dẫn truyền 25
II. Phần mở rộng 25
Nội dung
I. TRÌNH BÀY LẠI BÀI NGHIÊN CỨU
1. Mục tiêu nghiên cứu của nhóm
Bài nghiên cứu này phát triển mô hình lý thuyết đơn giản, mô hình có thể được dùng để
giải thích cho những yếu tố quyết định tác động dẫn truyền tỷ giá hối đoái đến giá tiêu dùng.
Trong khi bằng chứng gần đây đã tìm thấy hệ số dẫn truyền ước tính thấp ở nhiều nước, có rất
ít sự đồng thuận trên cách giải thích cho điều này. Nghiên cứu của chúng tôi cho rằng giá thay
đổi chậm đại diện cho yếu tố quyết định tới tác động dẫn truyền tỷ giá hối đoái. Chúng tôi thực
hiện nghiên cứu này trong hai giai đoạn. Trước tiên, giữ nguyên tần số thay đổi giá, chúng tôi
thấy rằng mô hình của chúng tôi hiệu chuẩn dữ liệu từ những quốc gia có tỉ lệ lạm phát thấp để
mô phỏng ước tính thấp của việc dẫn truyền cho các quốc gia đó Yếu tố quyết định hệ số dẫn
truyền thấp trong trường hợp này là sự điều chỉnh chậm của giá. Sau đó ,chúng tôi mở rộng mô
hình để tần số điều chỉnh giá là nội sinh. Kiểm định trong một tập hợp các quốc gia lớn hơn,
bao gồm cả quốc gia có tỉ lệ lạm phát thấp và quốc gia có tỉ lệ lạm phát cao. mô hình của
chúng tôi cho thấy hệ số dẫn truyền của tỉ giá hối đoái đang gia tăng ở tỉ lệ lạm phát trung bình,
nhưng với tốc độ giảm dần. Thực hiện đồng nhất trên các dữ liệu, chúng tôi tìm thấy một sự
phù hợp đáng chú ý giữa những dự đoán từ mô hình và dữ liệu.
2. Câu hỏi nghiên cứu
- Thế nào là tác động truyền dẫn của tỉ giá hối đoái ?
- Làm thế nào để đo lường tác động dẫn truyền tỉ giá hối đoái?

- Các yếu tố nào tác động đến hệ số dẫn truyền tỉ giá hối đoái?
- Liệu hệ số dẫn truyền tỉ giá hối đoái thay đổi là do giá chậm thay đổi hay là do đặc điểm
cấu trúc của thương mại quốc tế?
3. Phương pháp nghiên cứu:
- Chúng tôi thực hiện nghiên cứu này trong hai giai đoạn. Trước tiên, giữ nguyên tần số
thay đổi giá, chúng tôi thấy rằng mô hình của chúng tôi hiệu chuẩn dữ liệu từ những quốc gia
có tỉ lệ lạm phát thấp để mô phỏng ước tính thấp của việc dẫn truyền cho các quốc gia đó Yếu
tố quyết định hệ số dẫn truyền thấp trong trường hợp này là sự điều chỉnh chậm của giá. Sau đó
,chúng tôi mở rộng mô hình để tần số điều chỉnh giá là nội sinh. Kiểm định trong một tập hợp
các quốc gia lớn hơn, bao gồm cả quốc gia có tỉ lệ lạm phát thấp và quốc gia có tỉ lệ lạm phát
cao.
- Chúng tôi có thể mô tả mô hình trong hệ thống gồm hai phương trình với hai biến là lạm
phát trong nước và tỷ giá hối đoái thực. Mô hình đưa ra hệ số dẫn truyền, tương tự với những
ước tính trong nghiên cứu thực nghiệm trên hệ số dẫn truyền tỷ giá hối đoái. Để đo đạc hệ số
này, chúng tôi đưa ra một ước tính định lượng cho hệ số dẫn truyền thông qua lý thuyết mô
hình, và phát hiện ra hệ số này rất thấp - dưới 20% ở tần số quý - trong các nghiên cứu thực
nghiệm đối với hầu hết các Tổ chức Hợp Tác và phát triển Kinh tế.
- Chúng tôi xác định mô hình và cách những cú sốc tác động cho một mẫu lớn nhiều quốc
gia, cả những quốc gia phát triển và đang phát triển, và sử dụng mô hình mô phỏng của chúng
tôi để tính toán hệ số dẫn truyền cho mỗi quốc gia. Sử dụng phương pháp Ball, Mankiw và
Romer (1988), sau đó chúng tôi hỏi làm thế nào để những ước tính hệ số dẫn truyền phụ thuộc
vào môi trường lạm phát trong mô hình mô phỏng chúng tôi đưa ra.
3
- Chúng tôi cùng áp dụng phương pháp hồi quy trên các dữ liệu mẫu, để ước tính hệ số
dẫn truyền tổng hợp cho mỗi quốc gia.
4. Kết cấu bài nghiên cứu
-Phần 1: Giới thiệu.
-Phần 2: Xây dựng một mô hình điều chỉnh giá cho một công ty nhập khẩu, giả định rằng tần
số điều chỉnh giá của công ty là ngoại sinh và không đổi.Sau đó, tích hợp vào mô hình của
một doanh nghiệp nhỏ trong nền kinh tế mở với tỷ giá hối đoái nội sinh.

-Phần 3: Nghiên cứu các đặc điểm của hệ số dẫn truyền tỷ giá hối đoái trong mô hình này, vẫn
giữ tần số điều chỉnh giá cố định.
-Phần 4: Mở rộng mô hình để cho phép tần số điều chỉnh giá chính nó tự nội sinh.
-Phần 5: Một số kết luận
5. Literature review
Bản tóm tắt
Bài viết này phát triển mô hình lý thuyết đơn giản, mô hình có thể được dùng để giải
thích cho những yếu tố quyết định tác động dẫn truyền tỷ giá hối đoái đến giá tiêu dùng. Trong
khi đó, bằng chứng gần đây tìm thấy hệ số dẫn truyền ước tính thấp ở nhiều nước, có rất ít sự
đồng thuận trên cách giải thích cho điều này. Nghiên cứu của chúng tôi cho rằng giá thay đổi
chậm đại diện cho yếu tố quyết định tới tác động dẫn truyền tỷ giá hối đoái. Chúng tôi thực
hiện nghiên cứu này trong hai giai đoạn. Trước tiên, giữ nguyên tần số thay đổi giá, chúng tôi
thấy rằng mô hình hiệu chỉnh dữ liệu từ những quốc gia có tỉ lệ lạm phát thấp để mô phỏng
ước tính thấp của việc dẫn truyền cho các quốc gia đó. Yếu tố quyết định hệ số dẫn truyền thấp
trong trường hợp này là sự điều chỉnh chậm của giá. Sau đó ,chúng tôi mở rộng mô hình để tần
số điều chỉnh giá là nội sinh. Kiểm định trong một tập hợp các quốc gia lớn hơn, bao gồm cả
quốc gia có tỉ lệ lạm phát thấp và quốc gia có tỉ lệ lạm phát cao, mô hình của chúng tôi cho thấy
hệ số dẫn truyền của tỉ giá hối đoái đang gia tăng ở tỉ lệ lạm phát trung bình, nhưng với tốc độ
giảm dần. Thực hiện đồng nhất trên các dữ liệu, chúng tôi thấy điều đáng quan tâm ở đây là sự
phù hợp giữa những dự đoán từ mô hình và dữ liệu.
Nhóm tác giả cảm ơn những người tham dự hội thảo với chủ đề Nghiên cứu Tiền tệ tại
Viện Hồng Kông, Trường cao đẳng Dublin nhóm ba, ngân hàng dự trữ New Zealand, Đại học
Hong Kong, Trường Đại học Khoa học và Công nghệ Hồng Kông; Hội nghị CEPR / HIEBS /
HKIMR về Giảm phát; cơ chế tỉ giá hối đoái cố định và dòng vốn; và người bình luận.
Devereux chân thành cảm ơn nhà tài trợ tài chính SSHRC, ngân hàng hoàng gia Ca - na - đa,
Ngân hàng Ca - na – đa, và những quan điểm đã được trình bày là những quan điểm độc lập
của nhóm tác giả chứ không phải do Ngân hàng Quốc tế quyết định.
Phần 1. Giới thiệu
Một số lý thuyết đã chỉ ra rằng sự thay đổi tỷ giá hối đoái liên quan tới sự thay đổi giá
cả trong nước ở cấp độ người tiêu dung tại nhiều quốc gia khác nhau. Mức độ thấp của " hệ số

dẫn truyền tỷ giá hối đoái" phân cấp theo mức độ, cho giá giao dịch hàng hóa cá nhân và thông
4
thường trong chỉ số tổng hợp giá, đã được ứng dụng rộng rãi ở nền kinh tế phát triển có tỷ lệ
lạm phát thấp. Trong khi đó, đối với nhiều nước đang phát triển, đặc biệt là những quốc gia
từng có tỷ lệ lạm phát cao trong quá khứ, hệ số dẫn truyền cao hơn rất nhiều (Calvo and
Reinhart 2002). Nghiên cứu này phát triển một mô hình lý thuyết đơn giản cho hệ số dẫn truyền
tỷ giá hối đoái. Nó có thể đồng thời giải thích cho phát hiện về hệ số dẫn truyền thấp trong nền
kinh tế phát triển, trong khi thực tế lại chỉ ra nhiều nền kinh tế phát triển có hệ số dẫn truyền
cao. Có một cuộc tranh luận quan trọng về nguyên nhân của hệ số dẫn truyền tỷ giá hối đoái
thấp. Campa và Goldberg ( 2005 ) giải thích sự khác nhau giữa “kinh tế vi mô” với “ kinh tế vĩ
mô”. Trong nhóm thứ nhất, hệ số dẫn truyền thấp được quy cho các đặc điểm cấu trúc khác
nhau của thị trường hàng hóa, chẳng hạn như giá cả thị trường của các công ty cạnh tranh
không hoàn hảo (Corsetti và Dedola 2005), phân phối sản lượng hàng hóa thương mại trong nội
địa (Corsetti and Dedola 2005; Burstein, Neves and Rebelo 2003), tầm quan trọng của hàng
hóa phi thương mại trong tiêu dùng ( Betts và Kehoe 2001 ), hoặc vai trò thay thế hàng hóa để
đáp ứng sự thay đổi của tỷ giá hối đoái (Burstein, Eichenbaum and Rebelo 2002). Tuy nhiên,
một số lập luận khác, sự thất bại của hiệu ứng dẫn truyền là một hiện tượng của kinh tế vĩ mô,
liên quan đến việc điều chỉnh giá hàng hoá chậm ở cấp độ người tiêu dùng (xem, ví dụ, Engel
2002).
Câu hỏi liệu hệ số dẫn truyền tỷ giá hối đoái thay đổi là do giá thay đổi chậm hay là do
đặc điểm cấu trúc của thương mại quốc tế là quan trọng. Nếu hệ số dẫn truyền thay đổi là do sự
thay đổi chậm của giá, thì sau đó nó có thể sẽ phụ thuộc vào quan điểm của chính sách tiền tệ,
như đề xuất của Taylor (2000). Điều này sẽ có tác động đối với cách thực hiện chính sách tiền
tệ thích hợp trong nền kinh tế mở.
Nghiên cứu của chúng tôi xây dựng một mô hình kinh tế mở kết nối hệ số dẫn truyền tỷ
giá hối đoái thấp với tốc độ điều chỉnh giá hàng hoá nhập khẩu chậm. Trong mô hình, do sự
dịch chuyển của giá, giá tiêu dùng điều chỉnh tỷ giá hối đoái dần dần. Những cú sốc về lãi suất
trên thế giới, chính sách tiền tệ trong nước, và sự phân phối hàng hóa nhập khẩu vào hàng hóa
tiêu dùng gây ra biến động tỷ giá hối đoái thực. Chúng tôi có thể mô tả mô hình trong hệ thống
gồm hai phương trình với hai biến là lạm phát trong nước và tỷ giá hối đoái thực.Và trừu tượng

hóa từ nhiều yếu tố cấu trúc để có thể giới hạn hệ số dẫn truyền. Với mô hình chính sách tiền tệ
như quy luật lãi suất “Taylor-type”, chúng tôi có thể nghiên cứu làm thế nào quan điểm chính
sách tiền tệ lại ảnh hưởng đến hệ số dẫn truyền tỷ giá hối đoái. Mô hình đưa ra hệ số dẫn truyền
tương tự với những ước tính trong nghiên cứu thực nghiệm trên hệ số dẫn truyền tỷ giá hối
đoái. Để đo đạc hệ số này, chúng tôi đưa ra một ước tính định lượng cho hệ số dẫn truyền thông
qua lý thuyết mô hình và phát hiện ra hệ số này rất thấp - dưới 20% mỗi quý - trong các nghiên
cứu thực nghiệm đối với hầu hết các Tổ chức Hợp Tác và phát triển Kinh tế.
Sự đóng góp của các mô hình lý thuyết cho phép chúng tôi tiến hành định lượng để giải
thích những lý do dẫn tới hệ số dẫn truyền thấp. Trong mô hình chúng tôi đưa ra, hệ số này
thấp phát sinh vì hai lý do- giá cả danh nghĩa chậm thay đổi và những cú sốc thực (công nghệ
phân phối). Để xác định đường cơ sở, chúng tôi thấy rằng giá cả chậm thay đổi là yếu tố quan
trọng nhất để giải thích cho hệ số dẫn truyền thấp. Loại bỏ tất cả những cú sốc thực sự sẽ làm
hệ số dẫn truyền tăng khoảng một phần trăm. Nhưng khi giá cả linh hoạt sẽ làm hệ số dẫn
truyền tăng từ 0,18 đến 0,8.
Giá cả danh nghĩa chậm thay đổi quan trọng trong việc giải thích hệ số dẫn truyền tỷ giá
hối đoái thấp, nhưng sự phân bố của các cú sốc cũng rất quan trọng. Nếu những cú sốc quá dai
dẳng, hệ số dẫn truyền sẽ rất cao, ngay cả trong sự hiện diện của yếu tố giá chậm thay đổi. Rõ
5
ràng, hệ số dẫn truyền thấp xuất phát từ một sự kết hợp của tình trạng chậm chễ trong giá và
những cú sốc xảy ra nhất thời.Tuy nhiên, trong việc ước tính hệ số dẫn truyền tỷ giá hối đoái
thông qua một bộ phận tiêu biểu gồm nhiều nước, chúng ta phải xem xét mức độ cứng nhắc
của giá cả có thế thay đổi đáng kể hay không, bởi vì kinh nghiêm cho thấy tác động của lạm
phát rất là đa dạng. Do đó chúng tôi mở rộng mô hình để cho phép tần số thay đổi của giá được
biến động theo sự lựa chọn của các công ty. Đối với một chi phí thay đổi giá cho trước (ví dụ
như chi phí thực đơn), các công ty sẽ chọn một tần số giá cao hơn để điều chỉnh cao hơn so với
tỷ lệ lạm phát trung bình. Và tần số giá cao hơn này, lớn hơn hệ số dẫn truyền tỷ giá hối đoái.
Chúng tôi xác định mô hình và cách những cú sốc tác động cho một mẫu lớn nhiều quốc
gia, cả những quốc gia phát triển và đang phát triển, và sử dụng mô hình mô phỏng của chúng
tôi để tính toán hệ số dẫn truyền cho mỗi quốc gia. Sử dụng phương pháp của Ball, Mankiw và
Romer (1988), sau đó chúng tôi hỏi làm thế nào để những ước tính hệ số dẫn truyền phụ thuộc

vào môi trường lạm phát trong mô hình mô phỏng chúng tôi đưa ra. Ước tính cho thấy hệ số
dẫn truyền tỷ giá hối đoái liên quan mật thiết đến tỷ lệ lạm phát trung bình, nhưng mối quan hệ
là phi tuyến tính – độ nhạy cảm của hệ số dẫn truyền giảm xuống nhanh hơn tỷ lệ lạm phát.
Như là một xác nhận thực nghiệm của mô hình, chúng tôi cùng áp dụng phương pháp
hồi quy trên các dữ liệu mẫu, để ước tính hệ số dẫn truyền tổng hợp cho mỗi quốc gia. Và thấy
rằng các hệ số ước lượng này có mối quan hệ tương đồng với tỷ lệ lạm phát trung bình cũng
như hệ số mô phỏng trong mô hình lý thuyết. Trong cả hai trường hợp, một gia tăng trong tỷ lệ
lạm phát trung bình làm gia tăng hệ số dẫn truyền, nhưng với tốc độ gia tăng chậm dần. Những
kết quả này cho thấy giá danh nghĩa chậm thay đổi là một yếu tố quan trọng theo quan niệm hệ
số dẫn truyền thấp cho những quốc gia có tỷ lệ lạm phát thấp và ổn định. Bài viết này liên quan
đến lý thuyết ngày càng phát triển dựa trên các mô hình nghiên cứu hiệu ứng dẫn truyền tỷ giá
hối đoái và chính sách tiền tệ. Monacelli (2005) cung cấp một phân tích ban đầu về sự khác
nhau như thế nào giữa chính sách tiền tệ tối ưu trong nền kinh tế mở với hệ số dẫn truyền tỷ giá
hối đoái thấp so với điều đó trong nền kinh tế đóng. Devereux, Lane và Xu (2006) phân tích sự
tương tác giữa hệ sô dẫn truyền và hạn chế tài chính cho chính sách tiền tệ trong thị trường nền
kinh tế mới nổi. Flamino (2007) cho thấy hệ số dẫn truyền thấp làm cho sự đánh đổi giữa sản
lượng và lạm phát ổn định ít thuận lợi hơn. Choudhri và Hakura (2006) cho thấy hệ số dẫn
truyền được ước tính có xu hướng thay đổi theo hệ thống với tỷ lệ lạm phát trung bình. Quan
điểm của Choudhri, Faruqee, và Hakura (2005) tương tự như bài nghiên cứu của chúng tôi, đều
cung cấp bằng chứng cho rằng hệ số dẫn truyền thấp là do sự thay đổi chậm của giá và định giá
đồng tiền mỗi bang. Tuy nhiên mô hình của họ khác với chúng tôi một số điểm, tần số điều
chỉnh giá không nội sinh.
Bài viết này có cấu trúc như sau. Trong phần tiếp theo, chúng tôi xây dựng một mô hình
điều chỉnh giá cho một công ty nhập khẩu, giả định rằng tần số điều chỉnh giá của công ty là
ngoại sinh và không đổi. Sau đó chúng tôi tích hợp vào mô hình của một doanh nghiệp nhỏ
trong nền kinh tế mở với tỷ giá hối đoái nội sinh. Trong phần 3, chúng tôi nghiên cứu các đặc
điểm của hệ số dẫn truyền tỷ giá hối đoái trong mô hình này, vẫn giữ tần số điều chỉnh giá cố
định. .Trong phần 4, chúng tôi mở rộng mô hình để cho phép tần số điều chỉnh giá chính nó tự
nội sinh. Và phần 5 đưa ra một số kết luận.
Phần 2: Mô hình

2.1. Mô hình định giá hàng nhập khẩu.
6
Giả sử có một số lượng lớn các công ty nhập khẩu, một trong số đó mua hàng tiêu dùng
khác biệt từ nước ngoài và bán cho người tiêu dùng trong nước. Tất cả hàng hoá nhập khẩu có
cùng tỷ giá, P
t
*
. Mỗi công ty là một đối thủ cạnh tranh độc quyền với hàm sản suất có độ co
dãn thay thế không đổi λ. Công ty i bán cho thị trường trong nước với lượng cầu được đưa ra
bởi công thức:
C
t
(i) =
-λ
C
t,
Khi P
t
(i) là giá của công ty i, và P
t
là chỉ số giá tổng hợp đối với hàng hoá nhập khẩu. Lợi
nhuận của công ty là:
π
t
(i) = P
t
(i) C
t
(i) – S
t

P
t
*
t
C
t
(i),
Khi S
t
là

tỉ giá hối đoái, và φ
t
là chi phí mỗi đơn vị vận chuyển, hoặc chi phí mỗi đơn vị phân
phối đối với công ty nhập khẩu. Theo giả định, công ty định giá bằng đồng nội tệ. Nếu công ty
có thể điều chỉnh giá của nó trong từng thời kỳ, công ty sẽ xác lập giá:
t
(i) =
t
S
t
P
t
*

Bây giờ chúng ta theo Calvo (1983), dự đoán với xác suất 1-κ rằng công ty sẽ thay đổi
giá vào bất kì thời điểm nào, do đó với xác suất κ giá của hãng không đổi, giá đã cố định bao
lâu trong quá khứ không phải là vấn đề. Với hằng số κ, đây là mô hình định giá phụ thuộc
vào thời gian. Nhìn chung, công ty sẽ điều chỉnh giá của họ ở một tỉ lệ bất biến. Lý do cơ bản
của việc định giá là chi phí điều chỉnh giá và điều này làm cho công ty không thích thay đổi

giá thường xuyên.
Cần lưu ý rằng có những đặc điểm khác nhau của giá phụ thuộc thời gian thường dùng trong
tài liệu. Tài liệu phỏng theo Yun (1996) của mô hình Calvo (1883) cho phép các công ty định
giá sẽ tự động điều chỉnh giá theo lạm phát dự kiến trong một phạm vi rõ ràng. Một quy cách
hơi khác được áp dụng bởi Christiano, Eichenbaum và Evans (2005), những người cho rằng giá
phản ánh tỉ lệ lạm phát trong quá khứ. Các giả định cơ bản trong cả hai trường hợp là chi phí
điều chỉnh giá liên quan đến thông tin và hợp đồng đàm phán lại, nhưng không liên quan đến
chi phí thực đơn điều chỉnh giá danh nghĩa. Một số bằng chứng thực nghiệm cho thấy rằng chi
phí thay đổi giá có thể bị chi phối bởi những cân nhắc cũ. (Zbaracki và cộng sự 2004)
Mặt khác, Woodford ( 2003) và nhiều tác giả khác cho rằng các công ty phải thiết lập
giá danh nghĩa trước, và không phản ánh tỉ lệ lạm phát dự đoán. Theo lập luận của Woodford
(2003), lý thuyết ổn định giá được xem như một mục tiêu chính sách tiền tệ gắn với giả định
rằng các công ty không hoàn toàn tự phản ánh hết giá của họ theo xu hướng lạm phát giữa các
thời kì điều chỉnh giá. Mô hình của chúng tôi dựa trên những hình thức của quy tắc điều chỉnh
giá. Trong bài này, chúng tôi dựa theo phần lớn những mô hình định giá phụ thuộc nhà nước
( Ball và Mankiw 1994; Dotsey King và Wolman 1999; Lucas và Golosov 2007), giả định rằng
các công ty không thể tự phản ánh giá của họ với lạm phát dự kiến hay quá khứ. Nếu chỉ số vô
giá có thể tốn tại sau đó cao (nhưng ổn định), tỷ lệ lạm phát sẽ không bị ảnh hưởng bởi những
thay đổi giá một cách thường xuyên.
Các bằng chứng thực nghiệm về mối liên hệ giữa tỉ lệ lạm phát cao (nhưng ổn định) và
tần số điều chỉnh giá đã được kết hợp, bởi theo lịch sử, hầu hết các giai đoạn lạm phát cao
7
cũng xảy ra đồng thời với độ biến thiên lạm phát rộng. Tuy nhiên, đối với Canada, Fay và
Lavoie (2002) tìm thấy bằng chứng cho rằng hợp đồng tiền lương có mối quan hệ phủ định với
tỉ lệ lạm phát trung bình cũng như lạm phát không chắc chắn. Tương tự với trường hợp của Mỹ
trình bày bởi Vroman (1989). Quay lại với Canada, Christofides và Laporte (2002) có bằng
chứng cho thấy chỉ số hóa của hiệp ước công đoàn tăng lên cùng với tỷ lệ lạm phát gia tăng.
Riksbank (2002) tìm thấy một số bằng chứng thăm dò cho rằng tần số điều chỉnh giá ở Thuỵ
Điển đã giảm vì tỉ lệ lạm phát trung bình thấp hơn liên quan với lạm phát mục tiêu. Theo cách
gián tiếp, kết quả của Ball và cộng sự ( 1988) chỉ ra tầm quan trọng của chi phí thực đơn đối

lập với thông tin và chi phí của quá trình thay đổi giá. Cuối cùng Levin và Yun (2007) chứng
minh mối quan hệ cùng chiều giữa tỷ lệ lạm phát trung bình và phạm vi linh hoạt của giá bằng
cách sử dụng một số biện pháp linh hoạt khác biệt qua quốc gia và thời kì. Do đó, chúng tôi
thăm dò kết quả chung cuộc rằng, rất có thể có mối quan hệ cùng chiều giữa tỷ lệ lạm phát
trung bình và tần số điều chỉnh giá. Thật vậy, các bằng chứng mạnh mẽ trình bày dưới đây chỉ
ra rằng, giữa các quốc gia, tác động dẫn truyền tỷ giá hối đoái đang gia tăng cùng với tỷ lệ lạm
phát trung bình. Nếu giá phản ánh được tỉ lệ lạm phát dự kiến, đây là một trường hợp khác.
Điều kiện tối đa hoá lợi nhuận qua các giai đoạn của công ty có thể được đo lường bằng hàm
phủ định của phương sai kì vọng của hàm log thực của
t
từ hàm log kì vọng của giá ở mỗi thời
kì. Vì vậy hàm mục tiêu của công ty có thể được viết như sau:
L
t
= F + E
t
[
j
((i) –
t+j
(i))
2
+
j
L
t+1
]
Trong phương trình này, hàm L
t
trình bày tỉ lệ khác nhau giữa lợi nhuận ban đầu, khi

công ty điều chỉnh giá ở mỗi thời kì và lợi nhuận thực, khi công ty thiết lập giá ở thời điểm t
theo các giả định của mô hình Calvo. Hầu hết những tổn thất đối với công ty, L
t
, bao gồm chi
phí thực đơn trực tiếp F, được giải thích như là sự phân chia lợi nhuận trung bình đưa đến sự
điều chỉnh giá, và thiệt hại của giá trị chiết khấu kì vọng từ việc thiết lập giá mới
t
(i) khác với
mức giá mong muốn
t+j
(i) cộng với hàm thiệt hại của giá trị kì vọng được áp dụng khi công ty
lại thay đổi giá một lần nữa trong tương lai xảy ra mỗi thời kì với xác suất mỗi thời kì 1-κ
Thật đơn giản để chỉ ra rằng mức giá tối ưu cho các công ty mới thiết lập giá tuân theo
phương trình đệ quy:
t
(i) = (1-βκ)
t
+ βκE
tt+1
(i)

. Từ định nghĩa về
t
, ta có:
t
(i) = (1-βκ)( + s
t
+ p
*
t

+
t
) + βκE
t t+1
(i)

(2)
Với = ln( λ/λ-1) và
t
= ln
t.
Tất cả công ty nhập khẩu điều chỉnh giá tại thời điểm t chọn một giá trị chung. Do đó,
chúng tôi viết chỉ số giá cho hàng nhập khẩu của nước nhập khẩu :
P
t
= (1-κ)
t
+ κp
t-1
(3)
Từ phương trình (2) và (3) ta xác định mức độ dẫn truyền của tỉ giá đối với hàng hóa
nhập khẩu. Lưu ý, khi κ 0 , giữ
t
và p
t
*
là hằng số, sự thay đổi được đưa ra của tỉ giá sẽ gây
ra sự tăng lên một đối một ngay lập tức của tỉ giá. Nhưng khi κ > 0, một sự thay đổi trong tỉ giá
chỉ tác động một phần đến mức giá, do các công ty nhập khẩu điều chỉnh giá chậm.
Kết hợp phương trình (2) và (3) => phương trình lạm phát cho giá hàng hóa nhập khẩu

sau đây :
t
= ( + θ
t
+ q
t
) + βE
t

t+1
8
t
= p
t
– p
t-1
: Tỉ lệ lạm phát , q
t
= s
t
+ p
t
*
- p
t
: tir giá thực và η = ( 1- βκ)(1-κ)/κ > 0.
Phương trình lạm phát « mong đợi » này là nền tảng của mô hình New Keynesian ( lỗ hổng chi
phí cận biên) như là động lực cho lạm phát. ở đây, tỉ giá thực đóng vai trò quan trọng
4
. Lạm

phát hàng hóa nhập khẩu sẽ cao hơn khi tỉ giá thực cao hơn mức giá cân bằng linh hoạt của nó,
được đưa ra bởi –(λ+ θ
t
). mức độ mà tỉ giá thực có thể khác so với mức giá cơ bản linh hoạt phụ
thuộc vào mức độ cứng nhắc của giá. Khi κ 0, tham số η tăng, và độ chênh lệch của tỉ giá từ
quy tắc giá linh hoạt giảm xuống. Q
t
 -( + θ
t
) ).
2.2 Xác định tỉ giá hối đoái:
Mô hình hành vi định giá công ty có thể được kết hợp với một mô hình định giá tỷ giá
đơn giản trong một nền kinh tế nhỏ và mở.
Đây là mô hình chuẩn, mô tả đầy đủ được cung cấp ở phụ lục 1
Ở đây chúng ta tập trung vào các yếu tố chủ yếu của mô hình
Chúng ta bắt đầu mối quan hệ với Ngang giá lãi suất không phòng ngừa (UIRP),được
biểu diễn xấp xỉ theo một hàm log tuyến tính:
i
t
= i
*
t
+ E
t
s
t+1
-s
t
Ngoài ra, chúng tôi giả định một quy tắc lãi suất
5

:
i
t
= -ϕ +δπ
t
+v
t

Trong đó: ϕ là một hằng sốvà là một đơn vị đo xu hướng của chính sách tiền tệ. Khi ϕ
>0, cơ quan tiền tệ cố gắng giữ lãi suất danh nghĩa thấp hơn trạng thái bền vững-lạm phát zero.
Cơ quan tiền tệ thiệt lập lãi suất để đối phó với lạm phát chỉ số giá tiêu dùng, với độ đàn hồi δ.
Để δ>1, cơ quan tiền tệ áp dụng một chính sách tăng lãi suất thực tế hậu nghiệm để đáp ứng
việc tăng lạm phát hiện nay. V
t
là một cú sốc lãi suất đối với các chính sách.
Kết hợp hai phương trình ta được:
δπ
t
+v
t
= r
t
*
+ ϕ+E
t
q
t+1
-q
t
+E

t
π
t+1
Trong đó: r
t
*
=i
t
*
- E
t
(p
*
t+1
– p
*
t
) là lãi suất thực nước ngoài.
(ghi chú: Chúng tôi không lấy được quy tắc này từ chính sách tiền tệ tối ưu hóa phúc lợi
nhưng quy tắc lãi suất ‘Taylor-type’ đã được sử dụng rộng rãi trong các tài liệu gần đây và đã
được thừa nhận xấp xỉ hành vi thực tế chính sách tiền tệ (xem Clarida, Gali and Gertler, 1998).
Woodford(2003) thảo luận về mối quan hệ giữa quy định lãi suất và chính sách tiền tệ.)
2.3 Sự cân bằng:
Phương trình (4) và (6) trình bày một hệ thống động lực trong lạm phát trong nước và
tỷ giá hối đoái thực. Có ba cú sốc ngẫu nhiên trong phương trình (4) và (6):.
lãi suất của nước ngoài, các quy tắc chính sách tiền tệ trong nước, và nhập khẩu
công nghệ. Các giải pháp của mô hình phụ thuộc vào các thuộc tính chuỗi thời gian
của những cú sốc. Chúng tôi cho các giả định sau:
r*t = ρr
*

t-1
+ ε
t ,
v
t
= γv
t-1
+ ς
t
, θ
t
= μθ
t-1
+ υ
t,
9
trong đó 0 ≤ρ<1, 0 ≤γ<1,0≤μ < 1 và ε
t
, ς
t
, υ
t
, là những số không nhiễu.
Sử dụng những giả định, ta dễ dàng thiết lập các giải pháp cho lạm phát và tỷ giá hối
đoái thực.
t
= + a
1
r
t

*
+ a
2
v
t
+ a
3
θ
t,
q
t
= - + b
1
r
t
*
+ b
2
v
t
+ b
3
θ
t
Trong đó các hệ số được qui định trong bảng 1:
Bảng 1: hệ số phương trình (7) và ( 8)
a
1
b
1

a
2
b
2
a
3
b
3
Biểu thức (7) và (8) miêu tả trạng thái ổn định của lạm phát và tỷ giá hối đoái thực,
cũng như phản ứng của lạm phát và tỷ giá hối đoái thực đối với những cú sốc đến từ lãi suất
thực nước ngoài, chính sách tiền tệ trong nước hay sự phân phối công nghệ
Sự ổn định của tỉ lệ lạm phát và mức độ ổn định của tỉ giá hối đoái bị ảnh hưởng bởi 2
khía cạnh của chính sách tiền tệ. Đầu tiên, nếu φ> 0, chính sách tiền tệ có một mục tiêu là lãi
suất danh nghĩa nhỏ hơn so với tỷ lệ lãi suất thực tế ổn định của nước ngoài (ở đây thường là
bằng 0). Điều này ngụ ý rằng tỉ lệ lạm phát ổn định trong nước phải dương để đảm bảo một lãi
suất ổn định trong nước bằng không (bằng cách kinh doanh chênh lệch giá với lãi suất thực của
nước ngoài). Từ công thức (4), điều này có nghĩa là q ổn định sẽ cao hơn. Với việc điều chỉnh
giá dần dần, giá cả trung bình thực tế của những người định giá sẽ bị giảm xuống bởi lạm phát.
Mặc dù giá cả và tỉ giá hối đoái tăng cùng một mức độ ổn định, sự phản ứng chậm trễ của giá
cả đến sự thay đổi tỷ giá hối đoái ngụ ý rằng sự gia tăng tỷ lệ lạm phát làm giảm tỷ giá hối đoái
ổn định thực tế.
Trong khi tham số chính sách tiền tệ φ làm tăng lạm phát ổn định và tỷ giá hối đoái
thực, mức độ “thắt chặt chính sách tiền tệ” đo lường bằng δ, có tác động ngược lại. Một δ cao
hơn tác động đến lạm phát nhiều hơn trong mô hình chính sách tiền tệ (5), và kết quả là làm
giảm cả tỉ lệ lạm phát ổn định và tỉ giá hối đoái ổn định thực tế.
1 cú sốc của lãi suất nước ngoài thực tế làm tăng lạm phát và sự sụt giảm tỉ giá hối đoái
thực. Sự phản ứng với cú sốc đối với chính sách tiền tệ là tương đương với sự phản ứng với cú
sốc lãi suất thực nước ngoài; một cú sốc mở rộng (sự sụt giảm v
t
) cũng dẫn đến sự gia tăng lạm

phát và sụt giảm tỷ giá hối đoái thực tế. Tuy nhiên, tác động của một cú sốc với công nghệ vận
chuyển θ
t
là khác nhau, nó dẫn đến một sự gia tăng tỷ giá hối đoái thực, khi giá trong nước
tăng tương đối so với giá nước ngoài. Đồng thời, bởi vì cú sốc không phải là vĩnh viễn, điều
này ngụ ý rằng tỷ giá thực tế dự kiến sẽ giảm trong tương lai. Từ điều kiện lãi suất tương
đương, điều này dẫn đến sự gia tăng lạm phát trong nước.
Phần 3. Xác định tác động truyền dẫn tỉ giá hối đoái:
Mô hình nào sẽ hàm ý cho tác động truyền dẫn tỉ giá hối đoái- mối quan hệ giữa sự thay
đổi tỉ giá hối đoái danh nghĩa và mức giá nội địa. Độ cứng nhắc của mức giá danh nghĩa là một
10
yếu tố quyết định của tác động truyền dẫn tỉ giá hối đoái. Với những mức giá hoàn toàn linh
hoạt ,tỉ giá thực sẽ không phụ thuộc vào cả lãi suất và cú sốc chính sách tiền tệ. Vì vậy những
cú sốc này sẽ tạo ra tác động truyền dẫn giá cả đối với tỉ giá hối đoái. Trong trường hợp này,
bất cứ sự truyền dẫn không hoàn toàn nào đều là do những cú sốc về công nghệ phân phối.
Nhưng khi giá chậm thay đổi thì cú sốc tiền tệ hay lãi suất cũng chỉ tạo ra tác động truyền dẫn
không hoàn toàn trong một khoảng thời gian ngắn.
Để tìm hiểu các thuộc tính của tác động truyền dẫn, chúng ta giải thích mức giá và tỉ giá
hối đoái. Từ phương trình tỉ lệ lạm phát (4),ta có thể viết giá nội địa là:
(9)
Sử dụng phương trình này và phương trình (8) ta có thể xác định tỉ giá danh nghĩa là:
) (10)
Cả hai phương trình đều thể hiện được một đơn vị gốc. Cú sốc về tỉ giá danh nghĩa và
mức giá đều lâu dài. Tuy nhiên,những động thái ngắn hạn về giá và tỉ giá hối đoái có thể khác
nhau,do sự chậm chạp trong điều chỉnh giá hay sự hiện diện của những cú sốc công nghệ.
Trước tiên ta tập trung vào cú sốc Từ (9) và (10), tác động ngược trở lại của tỉ giá luôn
làm phóng đại giá trị tuyệt đối của mức giá nội địa. Như vậy, tác động truyền dẫn tỉ giá ngắn
hạn là không hoàn toàn, đối với lãi suất hay những cú sốc tiền tệ. Tuy nhiên với khoảng thời
gian dài hơn, sự phản ứng của sẽ tập trung tại , vì vậy tác động truyền dẫn sẽ hoàn hảo trong
một giới hạn cụ thể. Chỉ khi giá cả đủ linh hoạt (η → ∞ ) thì phản hồi của và tác động đến cú

sốc sẽ đồng nhất.
Trường hợp cú sốc , tác động truyền dẫn là phủ định, bởi vì những cú sốc công nghệ
vận chuyển đòi hỏi sự đánh giá đúng thực tế. Mức giá tăng, như chi phí phân phối tăng lên sẽ
trực tiếp làm tăng giá cả nội địa ,trong khi tỉ giá danh nghĩa giảm.
Mô hình này có thể giải thích được giá trị thấp của tác động truyền dẫn được tìm thấy
trong các nghiên cứu thực nghiệm đối với các nền kinh tế OECD. Để giải quyết câu hỏi này, ta
cần một định nghĩa chính xác hơn về tác động truyền dẫn. Chúng ta hướng theo những cái thực
tiễn từ tài liệu và tập trung vào hàm ý của hệ số hàm hồi quy tỉ lệ lạm phát với sự thay đổi của
tỉ giá hối đoái, điều chỉnh phù hợp với tỉ lệ lạm phát ở nước ngoài. Dựa vào (9) và (10),ta có thể
viết lại như sau:
Trong đó, là
11
Từ công thức (11), hệ số tác động truyền dẫn ngụ ý là một hệ số cấu trúc của hàm số
phức tạp, các chính sách quy định tham số δ, sự ổn định của những cú sốc, và tính biến động
của tiến triển cú sốc.
Tác động truyền dẫn sẽ được đo lường như thế nào bằng công thức (11)? Để trả lời câu
hỏi này, chúng ta cần ước tính các tham số thực tế và tiến trình của cú sốc. Đầu tiên đặt β =
0,99 để đại diện cho mỗi quý, và κ = 0,75 để đại diện cho điều chỉnh giá trên trung bình mỗi
năm (ở đây chúng tôi tiếp tục giả định κ là biến ngoại sinh - trong phần tiếp theo, chúng tôi cho
phép κ được lựa chọn bởi các công ty). Chúng tôi có thể đo lường những cú sốc như sau. Lấy
*
t
r
là lãi suất thực của Mỹ, ở mỗi quý. Điều này được xây dựng từ lãi suất T-bill Mỹ, ít hơn
trước khi xảy ra lạm phát hàng quý. Tại mỗi quý, chúng ta thấy mức ổn định là 0,87 và độ biến
động được đo bởi
2
ε
σ
=

0.012
Hiện chưa rõ làm thế nào để ước tính tiến trình sốc của chính sách tiền tệ,
t
ζ
.Như đã
được thừa nhận, những cú sốc chính sách tiền tệ ngoại sinh thì xác định khá khó khăn. Rõ ràng,
mô hình của chúng tôi kết hợp một quy tắc tiền tệ khá cơ bản, so với quy tắc Taylor ước tính
(ví dụ Clarida và cộng sự 1998; Nelson, năm 2001). Quy tắc này sẽ không phù hợp chặt chẽ với
mức lãi suất ở hầu hết các quốc gia, và do đó sẽ bao hàm một mức độ biến động cao không giải
thích được trong dự đoán. Giới thiệu một quy tắc tiền tệ thực tế hơn, cho phép cho một hệ số
chênh lệch sản lượng và che giấu lãi suất, làm phức tạp thêm rất nhiều các phương trình trong
mô hình. Chúng tôi thống nhất bằng cách lấy trung bình của các hệ số về lạm phát trong các
phiên bản ước tính của các quy tắc Taylor từ Clarida và cộng sự (1998) để hiệu chỉnh hệ số δ
tại giá trị 1,5. Ngoài ra, chúng tôi giới hạn đến trường hợp những cú sốc chính sách tiền tệ là
i.i.d, để γ = 0. Điều này phù hợp với các quy cách của những cú sốc chính sách tiền tệ trong các
tài liệu VAR (ví dụ như Christiano và cộng sự, 1999,2005). Có một số phương pháp tiếp cận để
kiểm định
2
ς
σ
. Ước tính biến động của những cú sốc chính sách tiền tệ trong các tài liệu VAR,
chẳng hạn như Christiano và cộng sự (1999) giới hạn độ lệch chuẩn khoảng từ 0,5% đến 1%.
Lựa chọn cuối cùng là cho
2
ς
σ
= 0,01
2
. Ngoài ra, chúng ta có thể kiểm định
2

ς
σ

từ việc đo
lường mức độ biến động thặng dư theo ước tính thực nghiệm của các quy tắc lãi suất. Judd và
Rudebusch (1998) ước tính quy tắc Taylor trong hơn ba phần khác nhau của tiền tệ ở Mỹ, và
tìm thấy một độ lệch tiêu chuẩn trung bình của những cú sốc bằng 0,8%. Nhưng bởi vì nguyên
tắc ước tính của họ bao gồm một lãi suất che giấu, nó thật sự cần thiết để gia tăng đều này lên
bởi một yếu tố 1/(1 -
2
ρ
) để áp dụng cho các khuôn khổ của chúng tôi, đã dùng ρ là hệ số ước
tính trên nguyên tắc lãi suất. Điều này ngụ ý sự thay đổi của
2
ς
σ
= 0,0097
2
gần như là giống
nhau. Kể từ đây, chúng tôi sử dụng giả định
2
ς
σ
= 0,01
2
.Chúng tôi cũng sử dụng những ước
12
tính khác
2
ς

σ
= 0,005
2
và
2
ς
σ
= 0,03
2
trong bảng 2, và thấy rằng các kết quả cho tác động
truyền dẫn là không nhạy cảm với những khác biệt này.
Đối với các cú sốc công nghệ phân phối, chúng tôi giả định rằng
t
θ
sau một quá trình
giống hệt nhau để dự đoán Solow Residuals từ các tài liệu chu kỳ kinh doanh quốc tế. Chúng
tôi chứng minh cho điều này dựa trên giả định rằng những cú sốc năng suất của công nghệ phân
phối tương tự như những cú sốc năng suất tổng hợp.Ước tính điển hình trong các tài liệu IRBC
(ví dụ như Backus, Kehoe, và Kydland, 1995) tìm thấy rằng quá trình năng suất tồn tại khoảng
0,7 và độ lệch chuẩn của 1% ở một tần số quý. Do đó, chúng tôi cho rằng μ = 0,7 và
2
v
σ
= 0,01
2
Bảng 2 trình bày giá trị của tác động truyền dẫn tỷ giá hối đoái trong được tính toán từ
phương trình (11), bằng cách sử dụng những ước tính này. Đối với trường hợp cơ bản, tác
động truyền dẫn là 0,175. Trong khi điều này có vẻ thấp đáng ngạc nhiên, trong thực tế, nó là
gần với ước tính gần đây của tác động truyền dẫn tỷ giá hối đoái vào chỉ số giá tiêu dùng ở các
nước công nghiệp hoá (ví dụ như Bailliu và Fujii 2004).

Bảng 2 Điều gì lý giải cho tác động truyền dẫn tỷ giá hối đoái thấp? Mô hình của chúng
tôi không có giao thương hàng hoá trong khu vực, không định giá thị trường, hoặc đầu vào
trong nước không nội sinh vào việc tiêu thụ hàng hoá nhập khẩu (yếu tố đã được lập luận để
làm tác động truyền dẫn của tỷ giá hối đoái thấp).Trong mô hình này, các yếu tố duy nhất ngăn
chặn tác động truyền dẫn đầy đủ là a) chậm điều chỉnh giá danh nghĩa, và b) sự hiện diện của
những cú sốc công nghệ phân phối.Yếu tố đầu tiên có nghĩa là giá nhập khẩu được điều chỉnh
một cách chậm chạp để thay đổi tỷ giá hối đoái, trong khi yếu tố thứ hai ngụ ý rằng tỷ giá hối
đoái có thể thay đổi mà không có bất kỳ phản ứng tự động của giá cả, ngay cả khi giá danh
nghĩa là linh hoạt. Trong thực tế, việc kiểm định cơ bản, chậm điều chỉnh giá đến nay là yếu tố
quan trọng nhất. Để thấy được điều này, Bảng 2 minh họa các hiệu ứng tác động truyền dẫn
thiết lập
2
v
σ
= 0

do đó giá chậm thay đổi đại diện cho nguyên nhân duy nhất của tác động
truyền dẫn không hoàn hảo. Hệ số của tác động truyền dẫn ngụ ý thay đổi rất nhỏ chỉ từ 0,175
đến 0,177. Ngược lại, với những cú sốc công nghệ như trước, nhưng với κ = 0, do đó giá hoàn
toàn linh hoạt, Bảng 2 cho thấy rằng hệ số của tác động truyền dẫn tăng lên đến 0,81.
Mặc dù giá chậm thay đổi là cần thiết cho tác động truyền dẫn thấp ở đây, chúng vẫn
không đủ. Mức độ ổn định trong tiến trình sốc cũng đóng một vai trò quan trọng. Nếu những
cú sốc lãi suất nước ngoài đều rất ổn định, sau đó tác động truyền dẫn sẽ cao hơn nhiều, vì
trong trường hợp đó, các công ty sẽ điều chỉnh giá nhiều hơn nữa để đáp ứng với các cú sốc.
Bảng 2 minh họa điều này, bằng cách thiết lập ρ = 0,99. Nếu tất cả các giá trị tham số khác như
trước đây, mức độ của tác động truyền dẫn tỷ giá hối đoái tăng từ 0,175 đến 0,895. Bằng trực
giác, cho những cú sốc liên tục cao, lạm phát phản ứng nhiều hơn với những cú sốc nhất thời.
Như vậy, một sự kết hợp của việc chậm điều chỉnh giá danh nghĩa và những cú sốc không ổn
định để cùng nhau đưa ra các đo lường thực nghiệm của tác động truyền dẫn tỷ giá hối đoái.
Hệ số tác động truyền dẫn trong lý thuyết chúng tôi phụ thuộc vào chính sách tiền tệ

như thế nào? Hai tham số của chính sách tiền tệ là và δ. Hệ số tác động truyền dẫn (11) không
phụ thuộc vào , khi cho trước δ, tham số này chỉ xác định tỷ lệ lạm phát trung bình. Tuy nhiên,
13
nói chung tác động truyền dẫn sẽ phụ thuộc vào δ. Bảng 2 minh họa điều này bằng cách thay
đổi δ trên một phạm vi thích hợp theo thực nghiệm, giữa 1,1 và 3. Giá trị của δ thấp hơn (cao
hơn) sẽ tăng (giảm) hệ số của tác động truyền dẫn tỷ giá hối đoái. Tuy nhiên, giá trị này thì ảnh
hưởng rất nhỏ. Cho δ giảm từ 1,5 đến 1,1 sẽ tăng tác động truyền dẫn từ 0,175 đến 0,18. Cho δ
tăng từ 1,5 đến 3 làm tác động truyền dẫn giảm từ 0,175 đến 0,1. Như vậy, quan điểm của
chính sách tiền tệ không phải là sự quan trọng mang tính định lượng cho tác động truyền dẫn tỷ
giá hối đoái, cố định sư thay đổi chậm của giá. Trực giác cho kết quả này là như sau. Đối với
những cú sốc lãi suất hoặc những cú sốc chính sách tiền tệ, tác động truyền dẫn không sẽ phụ
thuộc vào quy tắc tiền tệ δ, vì sư thay đổi trong δ ảnh hưởng đến cả tỷ giá hối đoái và mức giá
như nhau (xem phương trình (9) và (10)). Đối với cú sốc công nghệ, một sự gia tăng δ sẽ làm
giảm tác động truyền dẫn. Tuy nhiên, như trên, tác động truyền dẫn thấp chủ yếu là do giá
chậm thay đổi, với lãi suất và những cú sốc từ chính sách tiền tệ .
Tuy nhiên, mối quan hệ giữa tác động truyền dẫn và quan điểm tiền tệ phức tạp hơn nếu
chúng tôi không đi từ kiểm định cơ bản ở trên. Lấy κ = 0, do đó giá cả hoàn toàn linh hoạt.
Bảng 2 cho thấy rằng nếu δ dao động từ 1,1 đến 3, như trước đây, sau đó với những cú sốc đo
như trước đây, hệ số tác động truyền dẫn giảm từ 0,97 đến 0,26.Với giá cả trong nước linh
hoạt,chính sách tiền tệ thắt chặt hơn làm giảm đáng kể mức độ mà điều chỉnh tỷ giá hối đoái
thực đạt được bằng cách biến động giá cả trong nước, so với các biến động tỷ giá hối đoái.
Tóm lại, mô hình của chúng tôi có thể lý giải cho việc ước tính tác động truyền dẫn tỷ
giá hối đoái thấp trong nền kinh tế OECD lạm phát thấp. Hơn nữa, tác động truyền dẫn thấp
chủ yếu do điều chỉnh giá chậm. Nhưng như chúng ta đã nói ở trên, tác động truyền dẫn tỷ giá
hối đoái thấp không phải là một hiện tượng phổ biến. Đối với nhiều nền kinh tế không OECD,
tác động truyền dẫn tỷ giá hối đoái ước tính cao hơn nhiều. Để giải thích cho điều này trong
mô hình của chúng tôi, chúng tôi có để nới lỏng giả định rằng tần số của sự thay đổi giá, κ là
ngoại sinh, và không phụ thuộc với các đặc điểm của chính sách tiền tệ và lạm phát. Chúng tôi
sẽ trình bày rõ vấn đề này trong phần tiếp theo.
Phần 4. Tần số nội sinh của điều chỉnh giá

Chúng tôi đã giả định rằng κ là biến ngoại sinh. Trong hầu hết các tài liệu nghiên cứu
của Mỹ về những tác động của chính sách tiền tệ, mức giá danh nghĩa được giả định là không
đổi. Tuy nhiên để nghiên cứu tác động truyền dẫn của tỷ giá thông qua một mẫu lớn các quốc
gia, chắc chắn là không thực tế khi giả định một tần số điều chỉnh giá chung cho tất cả các
nước. Các kết quả của chúng tôi dưới đây cho thấy một phạm vi lớn của các ước lượng về tác
động dẫn truyền tỷ giá giữa các quốc gia. Trong khi hệ số dẫn truyền thấp ở các nền kinh tế có
tỉ lệ lạm phát thấp OECD, thì các nước đang lạm phát cao có hệ số truyền dẫn cao hơn nhiều.
Để giải thích cho sự khác biệt này, một điều hiển nhiên khi nói rằng mức độ linh hoạt của giá
có thể phản ứng một cách có hệ thống trong môi trường lạm phát.
Lập luận sự thay đổi chậm của giá dựa trên một số chi phí liên quan đến sự thay đổi
của giá. Dường như không có lý do rõ ràng để mong đợi các chi phí đó sẽ khác nhau đáng kể
giữa các nước, như một phần trong tổng chi phí hoạt động. Ngược lại, những lợi ích từ sự linh
hoạt giá có thể khác nhau rất nhiều giữa các nước, do sự khác biệt lớn trong tỷ lệ lạm phát. Có
lý do để tin rằng các công ty sẽ chọn cách tăng tần số điều chỉnh giá khi lạm phát cao hơn, hoặc
nhiều biến động hơn.
Trong mô hình của chúng tôi, tỷ lệ lạm phát càng cao thì càng không mong muốn cho
một công ty cố định giá bằng đồng nội tệ, bởi vì giá thực tế sẽ bị giảm bởi sự sụt giảm của tỷ
14
giá hối đoái. Do đó lạm phát trung bình cao hơn thì nên tăng tần số thay đổi về giá. Lạm phát
không chắc chắn cũng có thể có liên quan, vì lạm phát càng không thể đoán trước được, thì khả
năng giá ban đầu của công ty càng hiệu quả hơn , đem lại cho công ty một động cơ để điều
chỉnh giá của nó thường xuyên hơn.
Bây giờ chúng ta mở rộng phân tích này để cho phép các doanh nghiệp lựa chọn tần số
điều chỉnh giá tối ưu của họ. Điều này mở ra thêm một khía cạnh đó là tác động truyền dẫn tỷ
giá có thể khác nhau giữa các quốc gia. Ngoài ra, nó đưa ra một kênh riêng biệt mà theo đó
chính sách tiền tệ có thể tự nó ảnh hưởng đến sự dẫn truyền.
4.1 Giải quyết các mô hình khi κ là biến nội sinh
Chúng tôi giả định rằng mỗi công ty chọn một số κ tối ưu và tất cả các công ty đã đưa ra
những số κ khác nhau. Cách tiếp cận này mức độ linh hoạt giá khác với mô hình định giá phụ
thuộc nhà nước (xem ví dụ Dotsey King và Wolman 1999, Lucas và Golosov 2007) .Trong các

mô hình điển hình định giá phụ thuộc nhà nước, các công ty có thể thay đổi giá cả của họ bất
cứ lúc nào miễn là họ phải trả một chi phí cố định, hoặc chi phí thực đơn ". Trong mô hình này,
sự lựa chọn là có hiệu quả trong khoảng thời gian trung bình giá thay đổi chậm. Như chúng ta
đã thảo luận ở trên, có bằng chứng cho rằng khoảng thời gian giá chậm thay đổi tỉ lệ nghịch với
tỷ lệ lạm phát trung bình. Do đó, có bằng chứng thực nghiệm ủng hộ cho quan điểm κ khác
nhau giữa các môi trường khác nhau. Điều này có thể giúp để chứng minh cho phương pháp
của chúng tôi, vì chúng tôi muốn điều tra tác động khác nhau giữa các quốc gia về tỷ lệ lạm
phát trung bình theo thời gian, hơn là muốn chứng minh các phản ứng khác nhau đến mức lạm
phát bị giữ bởi các mô hình định giá phụ thuộc vào nhà nước.
Trong thực tế, kết quả sẽ rất giống nhau nếu chúng tôi sử dụng một mô hình chuẩn định
giá phụ thuộc nhà nước cho những xu hướng lạm phát khác nhau. Levin và Yun (2007) thực
hiện theo các phương pháp tiếp cận trên đây, cho phép các công ty thay đổi thời hạn hợp đồng
trong một pham vi định giá Calvo. Theo phân tích của Romer (1999) và Devereux và Yetman
(2002), họ mô tả một trạng thái cân bằng Nash, trong đó mỗi công ty trong cùng một ngành
chọn một thời hạn hợp đồng từ các thông số được chọn bởi tất cả các công ty khác, và trong
trạng thái cân bằng thì tất cả các doanh nghiệp cùng chọn thời hạn giống nhau. Họ nhận thấy
rằng các kết quả của tỷ lệ lạm phát trong mô hình của họ giống với kết quả mô hình định giá
phụ thuộc nhà nước thường được sử dụng, chẳng hạn như Golosov và Lucas (2007).
Các chi tiết của vấn đề được đưa ra bởi phải công ty thì được mô tả ở Yetman (2003).
Chúng tôi giả định κ (i) được chọn bởi công ty i để giảm thiểu trung bình tuyệt đối của hàm
tổn thất của nó, cho bởi 11
Vì thuộc tính đơn vị gốc của giá cả và tỷ giá hối đoái, vì bình phương số hạng bên trong
các biểu thức tổng kết sẽ chỉ phụ thuộc vào phương sai của phân phối sốc, và không phải trên
mức giá tổng hợp trong nền kinh tế riêng của mình. Để thấy điều đó,lưu ý rằng từ các giải pháp
tổng hợp mức giá và tỷ giá, chúng tôi có thể giải quyết cho thiết lập mức giá tối ưu mới vừa
cho một công ty i trong bất kỳ thời hạn được đưa ra nào :
15
nơi mà các hệ số là
Hàm thiệt hại (12) có thể được ước tính bằng tổng một số lượng lớn của thời kỳ hữu
hạn, rút ra từ các phân phối của các cú sốc.Sau đó, κ (i) tối ưu được chọn để giảm thiểu giá trị

số của hàm tổn thất. Hãy nhớ lại từ Bảng 1 các thông số ak, bk, k = 1,2,3, phụ thuộc vào giá trị
kinh tế của κ. Tuy nhiên, các công ty tư nhân không có tài khoản phụ thuộc cho sự lựa chọn của
κ. Một trạng thái cân bằng Nash có được khi tất cả các doanh nghiệp trong một nền kinh tế
được lựa chọn cùng một tần số trung bình của sự thay đổi giá, để κ (i)= κ
4.2 Phân tích định lượng của mô hình
Bây giờ chúng tôi nghiên cứu mối quan hệ định lượng của mô hình tác động truyền dẫn
tỷ giá hối đoái, cho tần số nội sinh của điều chỉnh giá như mô tả trong phần trước. Đầu tiên
chúng ta hiệu chỉnh các thông số mô hình và quy trình đột biến cho một mẫu của 119 quốc gia,
trên cơ sở từ quốc gia này qua quốc gia khác. Sau đó, xây dựng dữ liệu mô phỏng về lạm phát
và thay đổi tỷ giá hối đoái cho mỗi quốc gia bằng cách sử dụng các thông số hiệu chỉnh và phân
phối sốc, trong khi cho phép một biến κ nội sinh đã được xác định. .Sau đó, cho mỗi j quốc gia,
chúng tôi sử dụng các dữ liệu mô phỏng để ước tính thông số của tác động truyền dẫn tỷ giá hối
đoái βj:
Sau đó, chúng tôi thực hiện theo phương pháp luận của Ball, Mankiw và Romer (1988)
trong việc nghiên cứu các mối quan hệ lý thuyết giữa các ước tính của tác động truyền dẫn tỷ
giá hối đoái và tỷ lệ lạm phát từ mô hình mô phỏng. Sau đó, chúng tôi có thể lặp lại bài nghiên
cứu này trên các dữ liệu mẫu thực tế, ước tính hệ số thực nghiệm của sự truyền dẫn cho mỗi
quốc gia, và sử dụng phương pháp hồi quy tương tự xuyên quốc gia để mô tả mối quan hệ giữa
sự truyền dẫn và lạm phát trong dữ liệu mẫu. Với sự mở rộng mà quan hệ lý thuyết và thực
nghiệm của tác động truyền dẫn tỷ giá hối đoái và lạm phát là giống nhau, ta có thể suy ra một
minh chứng của mô hình trên.
(11)Vì phân tích thực nghiệm của chúng tôi chỉ tập trung vào dữ liệu ngang, chúng tôi
chỉ xem xét giá trị trung bình không điều kiện của κ. Nói chung, các κ đầy đủ tối ưu sẽ thay đổi
theo thời gian, bởi vì những cú sốc kéo dài.Trong khi giải quyết cho các thời gian κ khác nhau
là có thể, nó tham gia nhiều hơn đáng kể so với phương pháp tiếp cận của chúng tôi, và có thể
sẽ thêm một vài kết quả.
4.3 Mô phỏng mô hình
16
Để mô phỏng những mô hình mang tính lý thuyết, chúng tôi phải hiệu chỉnh những
tham số và sự đột biến. Không giống việc hiệu chỉnh sử dụng trong phần 3, chúng tôi bắt buộc

sử dụng tần số hằng năm để nghiên cứu một số lượng lớn quốc gia mẫu. Vì vậy chúng tôi đặt .
Thêm vào đó, chúng tôi cho rằng sự tăng giá trung bình là 10%, cho nên  = ln( /  -1) = 0.1.
Điều này ít nhất là phù hợp với những đánh giá tại Mỹ, và chúng tôi có một ít bằng chứng về
quy mô tăng giá cho phần lớn các quốc gia khác. Phù hợp với nghiên cứu về tình trạng phụ
thuộc giá của Dotsey và các cộng sự (1999), chúng tôi cho rằng việc định giá quyết định 4% lợi
nhuận, vì vậy F=0,04.
Chúng tôi hiệu chỉnh đột biến bằng cách sử dụng phép tính gần đúng như đã dùng ở
phần 3. Đầu tiên chúng tôi đưa ra lãi suất thực là phần chênh lệch giữa tỉ lệ chiết khấu thời kì
của Mỹ và tỉ lệ lạm phát trong CPI, nhưng bây giờ là tần số hàng năm. Một lần nữa cho rằng lãi
suất thực là theo quá trình AR(1), chúng tôi ước lượng = 0,83 và
ε
2
= 2,0x10
-4
.
Quá trình công nghệ đột biến được hiệu chỉnh bằng việc dùng số liệu năng suất quốc gia
từ dữ liệu tài khoản quốc gia (Heston, Summers và Aten, 2006). Chúng tôi sử dụng kết hợp
GDP thực trên mỗi công nhân (RGDPWOK) là sự đánh giá đột biến năng suất quốc gia, và
ước lượng và

2
cho rằng đều này là theo quá trình AR(1). Ước lượng của và

2
lần lượt từ
-0,55 đến 0,66 và từ 1,0x10
-4
đến 2,1x10
-2
.

Sau đó để xác định những tham số còn lại (), chúng tôi đánh giá quy định chính sách ở
từng quốc gia tương tự nhau như đã được miêu tả ở phần trước. Nói cụ thể, chúng tôi đặt =1.5,
và chọn của một nước cụ thể để phù hợp với tỉ lệ lạm phát trung bình của từng quốc gia. Quá
trình đột biến lãi suất danh nghĩa trong nước ( và σ
ζ
2
) sau đó được đánh giá từ sự lệch hướng
hằng năm của chính sách tiền tệ được ngầm hiểu, rồi đưa ra giá trị của và . Dữ liệu về tỉ lệ
chiết khấu trong nước và tỉ lệ lạm phát chỉ số giá tiêu dùng được lấy từ IFS. Trung bình ở các
quốc gia là 0.22, và trung bình σ
ζ
2
là 2.2x10
-2
.
Dữ liệu bao gồm số liệu lớn nhất có thể của các quốc gia có giá trị từ 10 năm trở lên
trong giai đoạn 1970-2007, bao gồm 119 quốc gia, qua tất cả các lục địa và trình độ phát triển
kinh tế.
4.4 Xác định tác động dẫn truyền ngụ ý bởi mô hình
Ở mỗi quốc gia, sử dụng gía trị tham số đã được hiệu chỉnh và số κ được xác định ở
trên, chúng tôi vẽ ra một chuỗi thời gian mô phỏng sự thay đổi lạm phát và tỉ giá hối đoái qua
138 giai đoạn ở mỗi quốc gia. Sự truyền dẫn được đánh giá qua dữ liệu mô phỏng trong
phương thức được miêu tả ở trên qua 38 giai đoạn cuối cùng (để phù hợp với bằng chứng thực
nghiệm tiếp theo).
17
Hình 1. Tác động dẫn truyền được gợi ý bởi mô hình
Hệ
số
tá
c

độ
ng
dẫ
n
tr
uy
ền
Sự định lượng mối quan hệ giữa lạm phát trong nước và tác động dẫn truyền tỉ giá hối
đoái (β
j
) được chứng minh trong hình 1. Những quốc gia có lạm phát thấp, tác động dẫn truyền
tỉ giá hối đoái thường xa so với mức hoàn hảo. Nhưng những quốc gia có lạm phát cao hơn
nhiều, chúng tôi thấy tác động dẫn truyền tỉ giá hối đoái cao hơn, như những công ty tìm thấy
chi phí “thực đơn” của việc thay đổi giá thì lớn hơn sự bù đắp bởi việc mất giá xa hơn mức mất
giá mà họ mong muốn. Thêm vào đó, mối quan hệ là phi tuyến tính. Bởi vì lạm phát tăng vượt
mức không sự tác động lớn hơn hơn của lạm phát tới hiệu ứng dẫn truyền, vì tất cả giá đều
được điều chỉnh trong từng giai đoạn nên hệ số tác động dẫn truyền xấp xỉ hoàn hảo.
Sử dụng số liệu β
j
đã được ước lượng, chúng tôi đánh giá bộ phận tiêu biểu của hàm hồi
quy trong bước thứ 2:
= α
0
+ α
1j
+ α
2j
2
Điểm là tỉ lệ lạm phát trung bình của quốc gia j
Bảng 3 minh họa các kết quả. Chúng tôi xác nhận xu hướng lạm phát và tác động dẫn

truyền tỉ giá hối đoái tăng lên nhưng mối quan hệ phi tuyến tính. Thêm vào tỉ lệ lạm phát bình
quân, mô hình cho phép khả năng liên kết giữa lạm phát không chắc chắn và tác động dẫn
truyền tỉ giá hối đoái, vì nhiều lạm phát không chắc chắn nên cắt giảm κ. Để khảo sát điều này,
chúng tôi cũng thêm độ lệch chuẩn của lạm phát vào hàm hồi quy một cách đáng kể.
Bảng 3: Biến phụ thuộc: ước lượng hệ số tác
động dẫn truyền trên dữ liệu mô phỏng
(1) (2)
Hằng
số
0.81***
(0.01)
0.21***
(0.01)
Lạm
phát
0.12***
(0.03)
0.08**
(0.03)
Lạm
phát bình
phương
-
0.011***
(0.003)
-0.008**
(0.003)
Độ
lệch chuẩn
lạm phát

0.37**
(0.17)
R
2
0.17 0.21
18
Tỉ lệ lạm phát trung bình
Sai số chuẩn được đưa ra trong dấu ngoặc đơn. *, ** và *** lần lượt đề cập đến mức ý
nghĩa 10%, 5% và 1%.
4.5 So sánh mô hình và dữ liệu
Bước tiếp theo của chúng tôi là so sánh những dự báo của mô hình lý thuyết và dữ liệu
thực. Tất cả dữ liệu đều từ IMF tổ chức thống kê tài chính quốc tế. Chúng tôi đánh giá hệ số tác
động dẫn truyền tỉ giá hối đoái cụ thể cho quốc gia như trong (13), và sau đó chạy hàm hồi quy
như bước thứ hai để ước lượng.
Bàng 4 là kết quả của hàm hồi quy ở bước hai, gồm tất cả 144 quốc gia mẫu. Đầu tiên,
có một bằng chứng mạnh mẽ rằng lạm phát trung bình hướng đến làm tăng tác động dẫn truyền
tỉ giá hối đoái, và một vài bằng chứng rằng tác động này suy yếu khi lạm phát tăng.
Bảng 4: Biến phụ thuộc: Ước lượng hệ số tác động dẫn truyền (tất cả các nước)
(1) (2) (3)
Hằng số 0.39**
(0.16)
0.41**
(0.16)
0.03
(0.19)
Lạm phát 2.00***
(0.28
1.70**
*
(0.33)

0.98**
(0.38)
Lạm phát bình
phương
-0.06
(0.04)
-0.08*
(0.04)
-0.05
(0.04)
Độ lệch chuẩn lạm
phát
0.13*
(0.08)
0.18**
(0.07
Độ lệch chuẩn tỉ giá
hối đoái
2.44**
*
(0.73)
R
2
0.67 0.67 0.7
Sai số chuẩn được cho trong ngoặc đơn. *, ** và *** lần lượt đề cập đến mức ý nghĩa
10%, 5% và 1%.
Bảng 4 cũng cung cấp độ lệch chuẩn của lạm phát và sự sụt giảm tỷ giá hối đoái như là
hàm hồi quy riêng biệt. Chúng tôi thấy rằng cả hai biến đều có ý nghĩa, thậm chí khi chúng tôi
điều khiển cho lạm phát trung bình và bình phương lạm phát trung bình, phù hợp với mức độ
không ổn định hoặc không chắc chắn là một yếu tố quyết định quan trọng của tính thường

xuyên của việc điều chỉnh giá.
Biểu đồ 2 trình bày thực nghiệm tương tự biểu đồ 1. Như chúng ta thấy, mối quan hệ
giữa tác động dẫn truyền và tỉ lệ lạm phát trung bình thì đi lên theo hướng dốc, nhưng ở một tỉ
lệ tăng, như ở mô hình mô phỏng. Chú ý rằng có nhiề ubiến hơn một cách đáng kể trong mối
liên hệ trong dữ liệu so với trong mô hình. Điều này thì được mong đợi, đưa ra sự chi li của mô
hình.
19
Trong những kết quả ở trên, biến phụ thuộc bao gồm các hệ số tác động dẫn truyền đã
được ước lượng cho tất cả các quốc gia, và cho dữ liệu của 38 năm. Để xác nhận tính thiết thực
của kết quả, chúng tôi cân nhắc một số sự mở rộng cho mô hình thực nghiệm của chúng tôi.
Đầu tiên chúng tôi loại trừ những quan sát có lạm phát cao, được định nghĩa là có lạm
phát hằng năm trên 50%. Mô hình của chúng tôi có thể mô tả chính xác hơn nền kinh tế với tỉ
lệ lạm phát thấp hoặc vừa phải, bởi vì quy định chính sách tiền tệ đã được thừa nhận của chúng
tôi có thể là một miêu tả nghèo nàn chính sách tiền tệ trong suốt thời kì nền kinh tế có lạm phát
cao.
Thứ hai chúng tôi đánh giá mô hình qua những mẫu con. Mẫu của chúng tôi (1970-
2007) bao trùm một giai đoạn mà nhiều nền kinh tế trải qua sự thay đổi lớn trong tỉ lệ lạm phát
bình quân. Sự hiện diện của sự mất giá mang tính cấu trúc có thể gây thành kiến với kết quả từ
hàm hồi quy bước hai. Vì thế chúng tôi chia mẫu thành 4 giai đoạn nhỏ (1970-1979, 1980-
1989, 1990-1999, 2000-2007) và đánh giá tác đông dẫn truyền sử dụng (13) cho mỗi giai đoạn,
và cho mỗi nền kinh tế.
14
Và thứ ba, chúng tôi kết hợp nhựng mở rộng ở trên bằng cách đánh
giá những giai đọan nhỏ nhưng loại trừ quan sát có lạm phát cao.
Kết quả của việc kiểm tra tính thiết thực này nằm trong bảng 5. Đầu tiên chúng tôi thấy
rằng có bằng chứng thống kê mạnh mẽ về mối quan hệ không tuyến tính giữa lạm phát và tác
động dẫn truyền như đã được dự đoán bởi mô hình của chúng tôi trong tất cả trường hợp, với
hệ số âm đã được ước lượng của lạm phát bình phương là có ý nghĩa rất cao. Một lần nữa,
chúng tôi cũng tìm được vài bằng chứng rằng sự không ổn định lớn hơn của lạm phát và tỉ giá
hối đoái, như đã được đo lường bằng độ lệch chuẩn tương ứng của chúng, cũng giải thích được

việc gia tăng tác động dẫn truyền của tỉ giá hối đoái. Nói chung, các kết quả củng cố cho giả
thuyết rằng giá không dễ biến động là một nhân tố quan trọng trong việc xác định tác động dẫn
truyền tỉ giá hối đoái ở mức độ tổng thể.
Bảng 5: Biến phụ thuộc: ước lượng hệ số tác động dẫn truyền (kiểm tra tính thiết thực)
Những quan
sát lạm phát cao
được bỏ qua
Đánh giá qua
mẫu con
Những quan sát
lạm phát cao được bỏ
qua; Đánh giá qua mẫu
20
Tác động dẫn truyền trên dữ liệu mẫu
Hệ
số
tá
c
độ
ng
dẫ
n
tr
uy
ền
Tỉ lệ lạm phát trung bình
con
(
1)
(

2)
(3
)
(
4)
(5) (6)
Hằng
số
0
.10
(
0.09)
0
.09
(
0.09)
0.
36***
(0.
06)
0
.31***
(
0.07)
-
0.11*
(0.
07)
-
0.14**

(0.
07)
Lạm
phát
6
.20***
(
1.62)
5
.47***
(
1.76)
1.
34***
(0.
05)
0
.88***
(
0.13)
9.
03***
(1.
09)
7.
16***
(1.
19)
Lạm
phát bình

phương
-
13.45**
(
6.30)
-
12.27**
*
(
6.40)
-
0.03***
(0.
00)
-
0.03***
(
0.00)
-
17.23***
(3.
65)
-
14.63***
(3.
70)
ĐLC
lạm phát
1
.01

(
0.89)
0
.19***
(
0.06)
2.
59***
(0.
77)
ĐLC
TGHĐ
-
0.04
(
0.08)
0
.61**
(
0.26)
0.
18**
(0.
09)
R
2
0
.27
0
.28

0.
74
0
.75
0.
31
0.
34
Số
quan sát
1
41
1
41
39
2
3
92
36
5
36
5
Sai số chuẩn được cho trong ngoặc đơn. *, ** và *** lần lượt đề cập đến mức ý nghĩa
10%, 5% và 1%. Trong cột 1-2, tất cả quan sát với lạm phát cao hơn 50% thì được bỏ qua;
trong cột 3-4 việc đánh giá được trình bày qua 4 giai đoạn: 1970-1979, 1980-1989, 1990-1999,
2000-2007; và trong cột 5-6, quan sát có lạm phát cao (>50%) được loại trừ và việc đánh giá
được trình bày qua mẫu con. Trong cột 3-6, hệ số tác động dẫn truyền ước lượng qua mẫu con
với ít hơn 5 quan sát được bò qua từ bước 2.
Một so sánh của bảng 1 và 2, bảng 3 và bảng 4-5 chỉ ra rằng những hàm ý mang tính
định lượng của mô hình thì phù hợp một cách đáng chú ý với đặc tính thực nghiệm của tác

động dẫn truyền tỉ giá hối đoái qua các nước. Tác động dẫn truyền cao hơn ở các quốc gia có
lạm phát lớn hơn, trong cả mô hình và dữ liệu, và mối quan hệ là không tuyến tính. Khi lạm
21
phát tăng, sự gia tăng của tác động dẫn truyền có xu hướng giảm đi. Mô hình được mô phỏng
để phù hợp với hình dạng sự biến động ở từng quốc gia, những kết quả này gợi ý rằng sự cứng
nhắc trong giá không đáng kể trình bày một yếu tố then chốt trong việc hiều được tác động dẫn
truyền của tỉ giá hối đoái.
Chú thích:
(12): Mã IFS là RF.ZF… và 64 XZF… lần lượt cho tỉ giá hố đoái và tỉ lệ lạm phát. Tỉ
lệ tăng trưởng của tỉ giá hối đoái được tính toán như sau: ΔS
tj
= ln(S
tj
) – ln (S
t-1j
). Tất cả các
nước mà có ít nhất 10 quan sát hằng năm trong giai đoạn trước Bretton Woods (1970-2007), trừ
những nước có sự bất ổn của tỉ giá hối đoái nhỏ hoặc không đáng kể ( được định nghĩa như
S
tj
), thì được tính đến. Xem phụ lục 2 để thấy danh sách đầy đủ các nước và ước lượng của .
(13): Mặc dù phương trình này không phù hợp để trình bày chi tiết rõ ràng đầy đủ cho
việc xác định lạm phát, nó nên nắm giữ tập hợp những ảnh hưởng của biến đổi tỉ gái hối đoái
đến việc thay đổi mức giá cả quốc gia. Một phương pháp giống như vậy được thực hiện bởi
Choudhri và Hakura (2006).
(14): Chúng tôi chia ra thành những gia đoạn nhỏ với ít hơn 5 quan sát.
(15): Những công thức thay thế cũng đã được cân nhắc. Ví dụ, Tính đến hay loại trừ
một số chặn bước 1 và/hoặc 2 của việc đánh giá có tác động nhỏ đến kết quả được đưa ra. Định
nghĩa tỉ lệ tăng tỉ giá hối đoái là ΔS
tj

= (S
tj
– S
t-1j
) / S
t-1j
thay vì ΔS
tj
= ln(S
tj
) – ln (S
t-1j
) làm giảm
khả năng giải thích của hàm hồi quy ở bước 2 ( như đo lường bằng R
2
), nhưng không làm thay
đổi dự đoán chính rằng tỉ lệ lạm phát có mối quan hệ rõ ràng, không tuyến tính với tác động
dẫn truyền.
Phần 5: Tổng kết:
Trong bài nghiên cứu này,chúng ta lập luận rằng tác động dẫn truyền tỉ giá hối
đoái thấp ít nhất là một phần dùng để điều chỉnh chậm giá danh nghĩa.Ngoài ra, tốc độ của
tính dẫn truyền nhạy cảm với chế độ chính sách tiền tệ, chính vì mức độ chậm thay đổi của giá
là nguyên nhân bên trong tác động đến chế độ tiền tệ. Mô hình của chúng ta cho thấy làm cách
nào để hiệu ứng dẫn truyền trong một nền kinh tế mở nhỏ được xác định bằng các đặc điểm cấu
trúc của nền kinh tế, chẳng hạn như sự tồn tại của những cú sốc , mức độ chậm thay đổi của
giá. Khi các công ty có thể điều chỉnh tần số thay đổi của giá,chúng ta thấy rằng chính sách tiền
tệ “nới lỏng” làm cho giá thay đổi thường xuyên hơn và tác động dẫn truyền cao hơn. Các kết
quả thực nghiệm hỗ trợ mạnh mẽ cho sự tồn tại của sự chậm thay đổi giá trong việc xác định
mức độ dẫn truyền. Đặc biệt, sự sụt giảm cả lạm phát và tỉ giá hối đoái trung bình có xu hướng
làm tăng tính dẫn truyền, ngoại trừ dạng phi tuyến như ở mô hình mẫu. Vì tỉ lệ lạm phát đủ

cao (hay có nghĩa là tỉ giá hối đoái sụt giảm), hầu hết giá được điều chỉnh trong mỗi thời kỳ,tác
động dẫn truyền tỉ giá hoàn thiện.
Trong ý nghĩa tổng thể, bài nghiên cứu nhấn mạnh tầm quan trọng tài khoản nội
sinh của tác động dẫn truyền tỉ giá hối đoái trong việc thiết kế chính sách tiền tệ cho một nền
kinh tế mở nhỏ.
22
Tham khảo
Backus,David K.,Patrick K. Kehoe và Finn E. Kydland(1995) “ Kinh doanh quốc tế “
Chu kỳ,lý thuyết so với bằng chứng “Trong lĩnh vực nghiên cứu chu kỷ kinh doanh “,ed
Thomas F.
Cooley, Princeton University Press, Princeton. Bailliu, Jeannine N. and Eiji Fujii
(2004)”Hiệu ứng dẫn truyền tỉ giá hối đoái và môi trường lạm phát ở các nước công nghiệp
hóa”:Một nghiên cứu thực nghiệm của ngân hàng Canada,trang 21.
Ball, Laurence, N. Gregory Mankiw and David Romer (1988) “ Học thuyết
kinh tế mới của Keynes và sự đánh đổi lạm phát tiềm tàng”,Nghiên cứu về hoạt động kinh tế
0(1),1-65.
Ball, Laurence and N. Gregory Mankiw (1994)”Điều chỉnh giá bất cân xứng và
những biến động kinh tế”.Tạp chí kinh tế , 104(423), 247-261.
Betts, Caroline M. and Timothy J. Kehoe (2001),”Sự vận động của tỉ giá hối đoái thực
và giá tương đối của hàng hóa không mậu dịch”Mimeo.
Burstein, Ariel T., Martin Eichenbaum and Sergio Rebelo (2002)” Tại sao tỉ lệ lạm phát
thấp sau sự mất giá dữ dội” NBER Working Paper 8748.
Burstein, Ariel T., Joao C. Neves and Sergio Rebelo (2003)”Chi phí phân phối và hoạt
động tỉ giá hối đoái thực trong ổn định tỉ giá”.Tạp chí tiền tệ kinh tế, 50(6), 1189-214.
Calvo, Guillermo A. (1983)” So le giá trong khung tối đa hóa mức hữu dụng”,Tạp chí
kinh tế tiền tệ, 12(3), 383-98.
Calvo, Guillermo A. and Carmen M. Reinhart (2002)”Nỗi sợ hãi khi thả nỗi tỉ giá”.Tạp
chí kinh tế hàng quý, 117(2), 379-408.
Campa, Jose Manuel and Linda S. Goldberg (2005)”Hiệu ứng dẫn truyền tỉ giá hối đoái
trong giá nhập khẩu”.Đánh giá kinh tế và thống kê, 87(4), 679-690.

Choudhri, Ehsan U. and Dalia S. Hakura (2006)”Hiệu ứng dẫn truyền tỉ giá đối với giá
nội địa”.Vấn đề môi trường lạm phát.Tạp chí tiền tệ &tài chính quốc tế, 25(4), 614-639.
Choudhri, Eshan U., Hamid Faruqee, and Dalia S. Hakura (2005) “Lí giải về hiệu ứng
dẫn truyền tỉ giá hối đoái trong mức giá khác nhau”.Tạp chí kinh tế quốc tế, 65(2), 349-374.
Christiano, Lawrence J., Martin Eichenbaum and Charles L. Evans
(1999)”Cú sốc chính sách tiền tệ “Chúng ta đã học được gì và những gì kết thúc. J. B. Taylor
& M.
Woodford (ed.),Sổ tay kinh tế vĩ mô,phiên bản 1,quyển 1,chương 2,65-148.
Christiano, Lawrence J., Martin Eichenbaum and Charles L. Evans (2005)
“Cứng nhắc danh nghĩa và ảnh hưởng động của một cú sốc đối với chính sách tiền tệ”.Tạp chí
kinh tế chính trị , 113(1), 1-45.
Christofides, Louis N. and Audrey Laporte (2002)”Chi phí thực đơn,sự điều chỉnh tiền
lương danh nghĩa,Hành vi lương.Quan hệ công nghiệp, 41(2), 287-303.
23
Clarida, Richard, Jordi Gali and Mark Gertler (1998)”Quy định chính sách tiền tệ trong
thực tiễn.Một vài dẫn chứng quốc tế”Đánh giá về kinh tế Châu Âu”. 42(6), 1033-1067.
Clarida, Richard, Jordi Gali and Mark Gertler (1999)”Khoa học chính sách tiền
tệ”.Quan điểm mới về học thuyết kinh tế của Keynes”.Tạp chí văn học kinh tế, 37(4), 1661-
1707.
Corsetti, Giancarlo and Luca Dedola (2005)”Kinh tế vĩ mô của phân biệt giá quốc
tế”.Tạp chí kinh tế quốc tế., 67(1), 129-156.
Devereux, Michael B (2001),Chính sách tiền tệ,Tỷ giá hối đoái linh hoạt,tính dẫn truyền
tỷ giá hối đoái.Trong trường hợp sửa đổi tỷ giá hối đoái linh hoạt,ngân hàng Canada.
Devereux, Michael B., Charles Engel and Peter E. Storgaard (2004)”Tính
dẫn truyền tỷ giá hối đoái khi giá danh nghĩa được thiết lập trước”.Tạp chí kinh tế quốc tế,
63(2), 263-291.
Devereux, Michael B., Philip Lane and Juanyi Xu (2006),”Quy định về tỷ giá
hối đoái và chính sách kinh tế tiền tệ đối với nền kinh tế thị trường mới nổi”.Tạp chí kinh tế,
116(511), 478-506.
Devereux, Michael B. and James Yetman (2002),”Chi phí thực đơn và sự đánh đổi lạm

phát đầu ra trong dài hạn”.Thư kinh tế, 76, 95-100.
Dotsey, Michael, Robert G. King and Alexander Wolman (1999),”Cơ cấu
giá phụ thuộc nhà nước và cân bằng động học tổng quát của tiền và sản lượng”.Tạp chí kinh tế
hàng quý, 114(2), 655-690.
Engel, Charles (2002),”Sự phản ứng nhanh giá tiêu dùng đối với tỷ giá hối đoái”.Tổng
hợp vài mô hinh kinh tế vĩ mô mới mở”.Trường Manchester,70,bổ sung 1-15.
24
Fay, Robert and Sébastien Lavoie (2002),”Chúng ta phải làm như thế nào về vai
trò không chắc chắn trong quyết định thời gian hợp đồng lao động”.Bằng chứng ở Canada và
gợi ý từ ngân hàng Canada.
Flamino, Alessandro (2007) ,”Lạm phát mục tiêu và tính dẫn truyền tỷ giá hối
đoái”.Tạp chí tiền tệ tài chính quốc tế, 26(7), 1113-1150.
Hau, Harold (2000),”Xác định tỷ giá hối đoái:vai trò của nhân tố giá cứng nhắc và háng
hóa phi thương”.Tạp chí kinh tế quốc tế, 50(2), 421-47.
Heston, Alan, Robert Summers and Bettina Aten (2006) ,”phiên bản Penn
World Table 6.2”Trung tâm về so sánh sản lượng, thu nhập và giá quốc tế ở trường đại học
Pennsylvania.
Judd, John P. and Glen Rudebusch (1998),”Quy tắc Taylor và Fed 1970-
1997”.Ngân hàng dự trữ liên bang SanFrancisco,quan điểm kinh tế,3,2-16.
Levin, Andrew, and Tack Yun (2007),”Xem xét lại các giả thuyết tỉ lệ tự nhiên trong
mô hình học thuyết Keynes mới.Tạp chí kinh tế tiền tệ, 54, 1336-1371
Lucas, Robert E. and Mikhail Golosov (2007),”Chi phí thực đơn và đường cong
Philips”.Tạp chí kinh tế chính trị , 115(2), 171-199.
Monacelli, Tommaso (2001),”Thỏa thuận quốc tế mới và tỉ giá hối đoái”.Tạp chí kinh tế
tài chính quốc tế, Monacelli, Tommaso (2001).
Monacelli, Tommaso (2005),”Chính sách tiền tệ trong môi trường dẫn truyền thấp.”Tạp
chí tiền tệ ,tín dụng,ngân hàng. 37(6), 1047-66.
Nelson, Edward (2001),”Chính sách tiền tệ ở Anh 1972-1997.”Một hướng dẫn sử dụng
quy tắc của Taylor.Thảo luận nghiên cứu CEPR 2931.
Riksbank (2001),”sự thay đổi Giá linh hoạt “.Báo cáo lạm phát , 3, 22-24.

Romer, David (1990),”So le giá đặt trong sự thay đổi tần số nội sinh”,thư kinh tế, 32,
2005-210.
Taylor, John B. (2000),”Lạm phát thấp,dẫn truyền,sức mạnh giá của công ty”.Tạp chí
kinh tế Châu Âu, 44(7), 1389-1408.
Vroman Susan B. (1989),”Lạm phát không chắc chắn và thời hạn hợp đồng”.Tạp chí
kinh tế và thống kê, 71(4), 677-681.
Wash, Carl E. (1998),”Lý thuyết và chính sách tiền tệ”. MIT Press.
Woodford, Michael (2003),”Lãi suất và giá :Nền tảng lý thuyết của chính sách tiền
tệ”. Princeton University Press.
Yetman, James (2003),”Giá cố định so với giá định sẵn và tổng quát khả năng điều
chỉnh giá “.Thư kinh tế, 80(3), 421-427.
Yun, Tack (1996),”Giá danh nghĩa cứng nhắc,cung tiền nội sinh,chu kỳ kinh
doanh”.Tạp chí kinh tế tiền tệ, 37(2), 345-70.
25