Sự truyền động của tỷ giá hối đoái ở thị trường các nước mới nổi

SỰ TRUYỀN ĐỘNG CỦA TỶ GIÁ HỐI ĐOÁI Ở THỊ TRƯỜNG CÁC NƯỚC MỚI NỔI
Tóm tắt
Bài nghiên cứu này xem xét mức độ truyền động của tỷ giá (ERPT) đến giá cả ở 12 thị trường
mới nổi ở châu Á, Mỹ Latinh, và Trung và Đông Âu. Kết quả của chúng tôi, dựa trên ba mô hình
tự hồi quy vec-tơ thay thế, một phần làm đảo lộn lối suy nghĩ thông thường cho rằng ERPT đối
với cả giá nhập khẩu và giá tiêu dùng luôn cao hơn ở các quốc gia đang phát triển so với các
quốc gia phát triển. Đối với thị trường mới nổi với mức lạm phát chỉ một con số (nhất là các
nước châu Á), sự truyền động đối với giá nhập khẩu và giá tiêu dùng được nhận thấy là thấp và
rất không đồng đều so với mức phổ biến ở các nước phát triển. Nghiên cứu cũng tìm thấy bằng
chứng mạnh mẽ về mối quan hệ tích cực giữa mức độ ERPT và lạm phát, phù hợp với giả thuyết
của Taylor một khi hai nước (Argentina và Thổ Nhĩ Kỳ) được loại trừ khỏi phân tích. Cuối cùng,
mối liên hệ chặt chẽ giữa mở cửa nhập khẩu và ERPT, trong khi phù hợp về mặt lý thuyết lại chỉ
tìm thấy bằng chứng hỗ trợ thực nghiệm mờ nhạt.
Khái quát nội dung chính
Hiểu được ảnh hưởng của những tác động của tỷ giá hối đoái lên giá cả là cần thiết đứng
trên phương diện chính sách để giúp đo lường sự phản ứng của chính sách tiền tệ phù hợp đối
với sự vận động của đồng tiền. Những nghiên cứu thực nghiệm đã chỉ ra rằng sự truyền động
trong tỷ giá hối đoái và giá cả không phải là một một từ ngắn hạn đến trung hạn. Một nghiên cứu
lý thuyết mở rộng, phát triển qua 3 thập kỷ qua, đã đưa ra những lý giải khác nhau về lý do tại
sao sự truyền động của tỷ giá hối đoái lên giá nhập khẩu và giá tiêu dùng là không hoàn toàn trọn
vẹn. Những phân tích thực nghiệm cũng cung cấp những bằng chứng về sự khác biệt đáng kể về
ERPT giữa các quốc gia. Taylor (2000) đã đưa ra 1 luận chứng chính cho vấn đề này, đưa ra giả
thuyết rằng phản ứng của giá cả đối với sự giao động của tỷ giá hối đoái phụ thuộc hoàn toàn vào
lạm phát.
Bài nghiên cứu này xem xét mức độ của ERPT đến giả cả ở 12 thị trường mới nổi ở Châu
Á, Châu Mỹ Latinh, Trung và Đông Âu. Để đạt được điều này, chúng tôi sử dụng một chiến lược
mô hình hóa đã được McCarthy (2000) sử dụng nghiên cứu ở các nước phát triển và được Hahn
(2003) ứng dụng ở các quốc gia sử dụng đồng tiền chung châu âu. Chúng tôi ước lượng mô hình
tự hồi quy vec tơ, mô hình này gồm những đường chuẩn dựa trên những biến số về sản lượng
đầu ra, tỷ giá hối đoái, giá nhập khẩu và giá tiêu dùng nội địa, lãi suất ngắn hạn và giá dầu.
Phương pháp tiếp cận tự hồi quy vec tơ này tính đến cả yếu tố nội sinh có thể xảy ra giữa các

biến lãi suất khác nhau. Những cú sốc về tỷ giá được xác định bằng cách sắp đặt thích hợp biến
lãi suất và ứng dụng một cơ chế xác định hệ số đệ quy. Vì việc sắp đặt thứ tự các biến cũng có
thể là vấn đề nên chúng tôi tiến hành 1 phân tích độ nhạy khi trật tự các biến thay đổi khác nhau.
Để có thể so sánh, chúng tôi cũng đánh giá các mô hình có thể so sánh với mức chuẩn là các
nước phát triển, cụ thể là các quốc gia sử dụng đồng tiền chung châu âu, Mỹ và Nhật Bản.

1


Kết quả xác nhận rằng ERPT suy giảm theo chuỗi giá cả, nghĩa là sự truyền động tỷ giá
thấp hơn ở tiêu dùng so với giá nhập khẩu. Cũng có bằng chứng cho thấy ít ảnh hưởng của tỷ giá
ở các nước phát triển, đặc biệt là trường hợp của Mỹ và ít ảnh hưởng lên giá tiêu dùng ở Nhật.
Theo những nghiên cứu trước đây, ERPT hơi cao hơn một chút ở khu vực đồng tiền chung châu
âu so với Mỹ, cả về giá nhập khẩu và giá tiêu dùng. Phân tích của chúng tôi cũng phần nào thay
đổi lối suy nghĩ thông thường rằng EPRT ở các nước mới nổi luôn cao hơn ở nước phát triển.
Đối với các nền kinh tế đang nổi với mức lạm phát 1 con số (đặc biệt nhất là các quốc gia Châu
Á trong mẫu của chúng tôi), ERPT thấp và rất không đồng đều so với mức phổ biến ở các nước
phát triển. Tóm lại, bài nghiên cứu này chứng thực rõ ràng mối quan hệ chắc chắn giữa mức độ
ERPT và lạm phát, phù hợp với giả thuyết của Taylor. Kết quả này chỉ rõ ràng sau khi loại trừ 2
quốc gia (Argentina và Thổ Nhĩ Kỳ) ra khỏi khảo sát, nếu những trở ngại trong việc đánh giá
liên quan đến tình hình bất ổn vĩ mô nghiêm trọng thể hiện ở mẫu hai quốc gia này. Cuối cùng,
mối liên hệ chặt chẽ giữa mở cửa nhập khẩu và ERPT, trong khi phù hợp về mặt lý thuyết lại chỉ
tìm thấy bằng chứng hỗ trợ thực nghiệm mờ nhạt.
1. Giới thiệu
Hơn hai thập kỷ qua nhiều nghiên cứu kinh tế lớn về độ truyền động của tỷ giá hối đoái
(ERPT) đã được công bố. Bắt nguồn từ nhiều quan điểm khác nhau, các nghiên cứu thực nghiệm
kiểm định vai trò của ERPT trong các nền kinh tế nhỏ và lớn. Các nghiên cứu đưa ra trường hợp
ở các nước phát triển bao gồm Anderton (2003), Campa và Goldberg (2004), Campa và cộng sự
(2005), Gagnon và Ihrig (2004), Hahn (2003), Ihrig và cộng sự (2006) và McCarthy (2000).
Cũng có nghiên cứu ứng dụng trên các nền kinh tế thị trường mới nổi, bao gồm sự so sánh giữa

các quốc gia như của Choudhri và Hakura (2006), Frankel và cộng sự (2005), và Mihaljek cùng
cộng sự (2000).
Theo truyền thống các nhà kinh tế học đã đưa ra những giả định được đơn giản hóa, rằng
giá cả của hàng hóa trao đổi – được biểu thị trong cùng một loại tiền tệ - thì bằng nhau giữa các
quốc gia, tức là thỏa điều kiện ngang bằng sức mua. Tuy nhiên, theo thực nghiệm giả định này
nhìn chung ít được ủng hộ, ít nhất là trong trường hợp mẫu nhỏ và trong thời gian ngắn đến trung
bình. Phù hợp với căn cứ này, các nghiên cứu lý thuyết được công bố trong hai thập kỷ qua đã
đưa ra những giải thích khác nhau cho việc tại sao ERPT không hoàn chỉnh. Trong nghiên cứu
có nhiều ảnh hưởng về sau của mình, Dornbusch (1987) đã minh chứng sự truyền động không
hoàn chỉnh phát sinh từ những doanh nghiệp hoạt động trong những thị trường có đặc trưng cạnh
tranh không hoàn hảo và điều chỉnh cộng vào giá vốn (không chỉ điều chỉnh giá bán) để phản
ứng lại với cú sốc tỷ giá hối đoái. Burstein và cộng sự (2003) thay vì vậy lại nhấn mạnh vai trò
của nguồn đầu vào trong nước (không có giao thương) trong hệ thống phân phối hàng hóa giao
thương. Burstein và cộng sự (2005) chỉ rõ vấn đề đo lường trong CPI, khi nó bỏ qua điều chỉnh
chất lượng trong tổng thể điều chỉnh lớn của hàng hóa giao thương. Một nguyên nhân khác gây
nhiều sức ép hơn lên vai trò của nhà điều hành chính sách tài khóa và tiền tệ, bởi việc bù đắp một
phần tác động của thay đổi tỷ giá hối đoái lên giá cả (Gagnon và Ihrig, 2004). Devereux và Engel
(2001) và Bacchetta và van Wincoop (2003) khám phá ra vai trò thay thế của giá cả đồng nội tệ
trong việc làm giảm mức độ của ERPT.
Chứng thực những tiếp cận lý thuyết khác nhau này, nghiên cứu thực nghiệm cho cả nền
kinh tế phát triển và mới nổi đã phát hiện bằng chứng về sự không hoàn chỉnh của ERPT. Các
nghiên cứu này cũng cho thấy bằng chứng về sự khác nchau đáng kể giữa các quốc gia, đưa đến

2


một câu hỏi tự nhiên là điều gì cơ bản quyết định đến sự truyền động. Taylor (2000) cụ thể đã
đưa ra giả thuyết rằng sự phản ứng của giá cả đối với dao động của tỷ giá hối đoái rõ ràng phụ
thuộc vào lạm phát. Lý do của việc này là tương quan thuận giữa mức độ và thời gian tồn tại của
lạm phát, đi đôi với liên kết giữa thời gian tồn tại lạm phát và độ truyền động. Mối liên kết sau

có thể được diễn giải như sau: thời gian lạm phát càng lâu, càng ít nhận thấy được sự chuyển
động của tỷ giá hối đoái là nhất thời và càng nhiều doanh nghiệp sẽ phản ứng lại thông qua việc
điều chỉnh giá cả.
Bằng chứng qua các nghiên cứu khác nhau nhìn chung đều ủng hộ giả thuyết của Taylor.
Tuy nhiên, mối quan hệ cùng chiều giữa mức độ truyền động và lạm phát dường như thể hiện
càng mạnh mẽ hơn khi các thị trường mới nổi được đưa vào trong giai đoạn lấy mẫu khi xem xét
(thấy rõ trong bằng chứng dữ liệu bảng của Choudhri và Hakura, 2006). Điều này có thể không
đáng ngạc nhiên, khi những tranh luận lý thuyết của Taylor trở nên có ý nghĩa hơn đối với tỷ lệ
lạm phát cao hơn.
Điều quyết định quan trọng khác của ERPT, từ một quan điểm lý thuyết là mức độ mở
cửa thương mại của một quốc gia. Liên hệ trực tiếp nhất giữa hai biến số này là cùng chiều: quốc
gia càng mở cửa, thì chuyển động của tỷ giá hối đoái càng được truyền tải nhiều qua giá nhập
khẩu vào sự thay đổi của CPI. Tuy nhiên, bức tranh trở nên phức tạp hơn khi chúng ta tính đến
yếu tố rằng lạm phát có thể tương quan nghịch với độ mở cửa, như phát hiện trong nghiên cứu
thực nghiệm của Romer (1993). Điều này làm nảy sinh một kênh gián tiếp, từ đó độ mở thương
mại có tương quan nghịch với lạm phát, và mức độ truyền động theo giả thuyết của Taylor.
Những kênh trực tiếp và gián tiếp đi theo các hướng đối lập nhau và dấu hiệu tổng thể tương
quan giữa độ truyền động và độ mở cửa vì thế có thể có cả tương quan thuận lẫn tương quan
nghịch.
Bài nghiên cứu này xem xét lại kết quả của những nghiên cứu khám phá độ lớn của
ERPT và mức độ khác nhau giữa các quốc gia bằng cách ước lượng mô hình tự hồi quy véc-tơ
(VAR) cho các thị trường mới nổi, và cho các nền kinh tế công nghiệp quan trọng, như khu vực
đồng Euro, Mỹ và Nhật để sử dụng như nhóm kiểm soát. Cách tiếp cận phương trình tương
đương được sử dụng để tính tới khả năng nội sinh cao và tiềm ẩn giữa các biến lãi suất. Đơn giản
bỏ qua tính tương đương, như thường được thực hiện đối với những tiếp cận phương trình giản
đơn, sẽ mang lại kết quả độ nghiêng phương trình tương đương. Ngoài ra, khung mô hình được
chọn hấp dẫn vì nó cho phép tìm ra sự phản ứng tích cực của các biến đối với cú sốc ngoại sinh
qua thời gian. Các bài nghiên cứu cho đến giờ ước lượng hoặc mô hình phương trình giản đơn
hoặc hệ phuơng trình cho một quốc gia riêng biệt, hoặc cũng thiết lập nên các mô hình giản đơn
cho một tập hợp lớn các quốc gia (Choudhri và Hakura-2006, Mihaljek và cộng sự-2000). Thay

vào đó, trong nghiên cứu này, chúng tôi ứng dụng cách tiếp cận hệ thống của chúng tôi đến một
số lượng đáng kể các quốc gia ở 3 khu vực thị trường mới nổi chính trên thế giới, cụ thể là châu
Á, châu Mỹ Latinh, Trung và Đông Âu. Đồng thời, chúng tôi sử dụng cùng 1 cách tiếp cận đối
với 3 nền kinh tế công nghiệp lớn, để bảo đảm cho kết quả có lợi thế so sánh giữa các quốc gia.
Bằng cách ước lượng mô hình của mỗi quốc gia trong phạm vi thời gian lâu nhất có thể, thêm
nữa, chúng tôi xoáy vào mức độ chính xác cao nhất có thể của việc ước lượng “pass-thruogh”
cho mỗi quốc gia. Về mặt này, một yếu tố quan trọng cho phân tích là việc tạo ra 1 CSDL thích
hợp và có thể so sánh được cho mỗi quốc gia theo hàng quý, thể hiện thách thức lớn trong việc
đưa ra một CSDL chất lượng và sẵn có đối với các nền kinh tế thị truờng mới nổi. Điều này cũng
giúp chúng tôi đáp ứng được đòi hỏi của cách tiếp cận hệ thống dựa trên số lượng lớn tương đối
các biến để cho phép động lực đủ lớn và tránh được độ nghiêng của biến.

3


Sau đó, chúng tôi sử dụng kết quả của quốc gia của chúng tôi để kiểm tra lối suy nghĩ
thông thường rằng ERPT cao hơn ở thị truờng mới nổi so với các nền kinh tế công nghiệp và để
kiểm tra mô hình truyền động của tỷ giá hối đoái giữa các quốc gia trong mối tương quan với
nhau, theo McCarthy (2000), Choudhri và Hakura (2006). ERPT có cao hơn hay không trong thị
truờng mới nổi quyết định bởi cán cân thương mại và cũng quyết định bởi lựa chọn chế độ tỷ giá
của quốc gia. Mức độ cao tương đối của “pass-through” đối với các nuớc đang phát triển cũng
được xem là nguyên nhân các nước đang phát triển “sợ thả nổi” đã được minh chứng bằng tài
liệu. Đây cũng là vấn đề, bởi vì “pass-through” thấp trong các thị trường mới nổi có thể nói rằng
sức mạnh thị truờng của những doanh nghiệp trong những quốc gia này đang tăng lên và không
giảm, bởi vì xu hướng toàn cầu hóa như vậy. Tuy nhiên, các thị trường mới nổi thể hiện các đặc
điểm đặc biệt quan trọng gây khó khăn cho việc đạt được những ước tính đáng tin cậy của
ERPT. Nhiều nước châu Á đang theo đuổi chính sách linh hoạt nhắm đến kiểm soát tỷ giá. Các
nước Trung và Đông Âu trải qua thời kỳ biến đổi kinh tế trong thập niên 1990. Cuối cùng Thổ
Nhĩ Kỳ và vài nuớc châu Mỹ Latinh đã trải qua tình trạng bất ổn vĩ mô với đặc điểm tỷ lệ lạm
phát rất cao và/hoặc mức dao động mạnh của tỷ giá và lãi suất.

Kết quả của chúng tôi chỉ ủng hộ 1 phần quan điểm phổ biến rằng mức độ của ERPT thì
cao hơn trong các thị truờng mới nổi so với các quốc gia phát triển (lấy mức chuẩn là Mỹ, khu
vực đồng Euro và Nhật). Đặc biệt hơn, chúng tôi nhận thấy rằng, ở các nền kinh tế mới nổi với
lạm phát thấp (đáng chú ý là châu Á) thì “pass-trough” đối với giá cả tiêu dùng thì khá nhỏ. Liên
quan đến vấn đề này, bài nghiên cứu nhìn chung ủng hộ giả thuyết của Taylor, tìm ra bằng chứng
có sự tương quan thuận giữa “pass-through” và lạm phát trong thị truờng mới nổi. Mối tương
quan này dường như có ý nghĩa thống kê với những hệ thống xác định khác nhau khi xem xét khi
2 nuớc bên ngoài bị loại trừ. Như trong nghiên cứu liên quan, nhìn chung vai trò của việc mở cửa
thuơng mại mờ nhạt ngay cả sau khi kiểm soát được tỷ lệ lạm phát.
Phần còn lại của bài nghiên cứu được cấu trúc như sau. Phần 2 và phần 3 mô tả phương
pháp nghiên cứu và dữ liệu của các quốc gia được xem xét. Phần 4 và phần 5 trình bày kết quả
thực nghiệm cho sự phân định rõ giới hạn và các kỹ thuật thay thế. Cuối cùng phần 6 là kết luận
chính của chúng tôi.
2. Phương pháp luận
Bảng phân tích được hướng dẫn bằng cách sử dụng một mô hình VAR tiêu chuẩn như sau:

Với Yt đại diện cho phương sai các biến nội sinh, c là 1 hằng số, Ф biểu thị cho các ma trận của
hệ số hồi quy và ε là sai số. Xác định cấu trúc của cú sốc bằng cách sắp xếp trật tự các biến và
ứng dụng phân tích Cholesky cho ma trận hiệp phương sai của loại giảm sai số ε .
Khi bắt đầu phân tích, một mô hình 6 biến số tương tự như những mô hình được giới thiểu bởi
McCathy năm 2000 và được Hahn năm 2003 phát triển. Mô hình VAR chuẩn áp dụng cho nhiều

4


nước khác nhau bao gồm một chỉ số giá dầu oil t, một biến số sản lượng y t, một tỉ giá et, một chỉ
số giá nhập khẩu pimpt, một chỉ số tiêu dùng cpit, và một lãi suất ngắn hạn it. Tỉ giá hối đoái và 2
biến số giá là những biến số chính trong phân tích của chúng ta. Biến số sản lượng và giá dầu
được đề cập để nắm bắt những ảnh hưởng đến những lĩnh vực thực sự của nền kinh tế. Việc bao
gồm lãi suất cho phép thị trường tiền tệ , gồm sự tác động của chính sách tiền tệ, sẽ ảnh hưởng

đến mối quan hệ tác động.
Trong mô hình chuẩn, những biến số được sắp theo thứ tự ở trên. Việc sử dụng một sự phối hợp
đệ quy rõ ràng ngụ ý rằng những biến động cùng một lúc tác động đến những biến số tương ứng
và những biến số đó được sắp xếp ở một mức lớn hơn, nhưng không có va chạm đến những biến
số đó đã được sắp xếp trước đó. Vì vậy có thể nhận thấy để chỉ ra biến số ngoại sinh nhất, trong
trường hợp của chúng ta đầu tiên là giá dầu. Những biến động của giá dầu có thể ảnh hưởng đến
tất cả các biến số khác cùng lúc trong hệ thống nhưng giá dầu không thể chính nó bị ảnh hưởng
cùng lúc bởi bất kỳ biến động nào khác. Những biến số tiếp theo trong hệ thống là sản lượng và
tỉ giá hối đoái. Với quy luật này chúng ta hoàn toàn có thể dự đoán một sự tác động cùng lúc của
sự biến động yêu cầu đối với tỉ giá hối đoái trong khi cũng áp đặt một độ trễ thời gian nhất định
lên sự tác động của tỉ giá hối đoái đến các yếu tố sản lượng. Những biến số giá được sắp xếp tiếp
theo và theo đó được ảnh hưởng cùng lúc đến tất cả những biến động đã đề cập ở trên. Theo mắc
xích giá, giá nhập khẩu đi trước giá tiêu dùng cho phép một sự tác động cùng lúc của giá nhập
khẩu đến giá tiêu dùng nhưng không hoàn toàn ngược lại. Lãi suất được sắp xếp sau cùng kể đến
thị trường tiền tệ và là một phần của chính sách tiền tệ để chống lại cùng lúc với tất cả các biến
số trong mô hình. Sự định rõ ranh giới thể hiện một trong vài lựa chọn hợp lý trong những điều
kiện rõ ràng với biến số. Vì vậy, sau đó chúng ta thực hiện một phân tích độ nhạy bằng sử dụng
hai công thức cho mô hình khác nhau.
3.Mô tả dữ liệu
Trong nghiên cứu này chúng tôi tập trung phân tích vào các quốc gia thuộc ba khu vực
lớn 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) và Thổ Nhĩ Kỳ, và Mỹ Latinh (Argentina, Chile
và Mexico). Các quốc gia này là các thị trường đang nổi trong những khu vực này. Đối với mỗi
quốc gia, tập hợp các dữ liệu quý được thu thập, thời gian càng trở về trước càng tốt. Giá dầu
được đại diện bởi chỉ số giá dầu thô bằng đồng đô la Mỹ. Biến sản lượng đầu ra được chọn là
GDP, mặc dù trong một vài trường hợp chúng tôi đã sử dụng sản lượng sản xuất công nghiệp để
thời gian lấy mẫu dài hơn. Đối với tất cả các nước, chúng tôi sử dụng tỷ giá danh nghĩa và tỷ giá
thực tế. Hơn nữa, giá nhập khẩu và giá tiêu dùng bằng nội tệ được sử dụng, ngoại trừ Trung
Quốc - chúng tôi bị giới hạn phân tích giá tiêu dùng bởi vì giá nhập khẩu không có sẵn. Cuối
cùng, các công cụ chính sách tiền tệ được đại diện bởi một mức lãi suất ngắn hạn. Bởi vì thời

gian lấy mẫu phụ thuộc vào sự có sẵn của dữ liệu, nên dữ liệu thay đổi giữa các nước (xem phụ
lục về mô tả chi tiết các nguồn dữ liệu, và các dòng đầu tiên trong bảng 1 và 2 cho thời gian lấy
mẫu đã sử dụng).
Một bảng tóm tắt các điều kiện kinh tế vĩ mô trung bình tại các thị trường mới nổi trong
thời gian lấy mẫu được trình bày trong Bảng 1. Mức lạm phát trung bình tương đối thấp ở các

5


nước châu Á, đặc biệt trong trường hợp của Đài Loan và Singapore. Hai nước này cố gắng kết
hợp sự tăng trưởng GDP thực mạnh mẽ, lạm phát thấp và tỷ giá danh nghĩa ổn định, cả về mặt
giá trị và sự biến động. Các nước Trung và Đông Âu kết hợp tốc độ tăng trưởng sản lượng
khoảng 2 và 3% cùng với tỷ lệ lạm phát cao tương đối nhưng giảm. Cụ thể hơn, giảm lạm phát
đã đạt được trước đó tại Cộng hòa Séc, mặc dù trong bối cảnh suy thoái tồn tại đối với một số
năm sau cuộc khủng hoảng ngân hàng 1997. Trong giai đoạn nghiên cứu – trùng hợp với thời kỳ
trở lại của các hệ thống kinh tế thị trường, Cộng hòa Séc, Hungary và Ba Lan trong thời kỳ này
đều định giá cao đồng nội tệ, một phần liên quan đến các hiệu ứng Balassa-Samuelson, nhưng
cũng là để tháo gỡ dần việc đánh giá thấp động nội tệ trong giai đoạn đầu tái cơ cấu kinh tế.
Thay vào đó, một số quốc gia trải qua áp lực lạm phát mạnh mẽ trong thời gian được
nghiên cứu. Trong đó nổi trội có 2 quốc gia. Argentina chịu các điều kiện tài chính kinh tế vĩ mô
không chắc chắn, tại các thời điểm trong lịch sử đã trải qua sự hỗn loạn tài chính dẫn đến thời kỳ
siêu lạm phát. Với khó khăn tài chính nghiêm trọng xảy ra nhiều lần, áp lực lạm phát cao và tỷ
giá biến động nhiều cũng chiếm ưu thế ở Thổ Nhĩ Kỳ. Mexico cũng trải qua khủng hoảng nặng
nề, mặc dù được kiềm chế, thị trường biến động thể hiện qua sự biến động của tỷ giá danh nghĩa
hiệu lực.
Chile quản lý giữ một mức lạm phát trung bình khá thấp (khoảng 13%) từ năm 1980.
Cuối cùng, các nước có thị trường mới nổi được nghiên cứu là các nền kinh tế khá mở đối với cơ
cấu kinh doanh của họ. Tiêu chuẩn nhập khẩu như là một tỷ lệ phần trăm của GDP, chúng ta thấy
rằng nền kinh tế mở nhiều nhất trong các được mẫu nghiên cứu, theo thứ tự giảm dần, Hong
Kong, Singapore theo sau là Cộng hòa Séc và Hungary. Các nền kinh tế lớn hơn, Trung Quốc và

Argentina được tìm thấy là tương đối so với đóng cửa so với các thị trường mới nổi khác trong
nghiên cứu này.
Bảng 2 tóm tắt các điều kiện kinh tế vĩ mô trung bình tại ba nền kinh tế tiên tiến cấu
thành tiêu chuẩn so sánh của chúng tôi, cụ thể là, Mỹ, khu vực đồng Euro và Nhật Bản. Các nền
kinh tế này có mức lạm phát trung bình thấp cũng như điều kiện kinh tế vĩ mô ổn định hơn so với
thị trường mới nổi. Trên cơ sở lạm phát, trong số các thị trường mới nổi, có thể tìm thấy hệ số
thấp nhất ở châu Á và cao nhất Mỹ Latinh, ngoại lệ với Chile. Tuy nhiên, mức độ mở có thể
đóng vai trò đối trọng bằng cách làm giảm các tác động đến chỉ số CPI trong các nền kinh tế
tương đối đóng cửa Mỹ Latinh, và đem lại tác động tích cực đặc biệt là trong trường hợp của
Hồng Kông và Singapore – các nước mở cửa nhất cho thương mại trong nghiên cứu của chúng
ta.
Mức độ ERPT tại mỗi nước được tính bằng cách dự tính một đặc điểm của mô hình (1)
cho các vector của các biến nội sinh được lựa chọn, nó được đưa vào chuỗi các thuộc tính của
dữ liệu theo thời gian. Các kiểm định đơn vị gốc chỉ ra rằng hầu hết các biến trong các quốc gia
được nghiên cứu là biến lưu động (chỉ có mức lãi suất là ổn định trong một số trường hợp), trong
khi kiểm tra tự tương quan, Johansen đã cung cấp bằng chứng yếu về mối quan hệ của sự cân
bằng dài hạn giữa các biến trong một số nước. Với những đặc tính của dữ liệu, VAR trong sự
khác biệt đầu tiên của các biến lưu động thể hiện một đặc điểm kỹ thuật phù hợp với các mô
hình. Nếu ủng hộ VAR ở sự khác biệt đầu tiên thì dẫn đến việc đi ngược với mô hình Vector sửa
lỗi (VECM), có thể dẫn đến lỗi kỹ thuật, nếu cùng thống nhất. Tuy nhiên, sự lựa chọn của chúng
tôi cũng cho rằng việc phân tích: (i) tập trung vào ngắn hạn thay vì mối quan hệ cân bằng dài hạn

6


các giữa các biến, và (ii) bị hạn chế bởi các mẫu có thời gian ngắn 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.
Tuy nhiên, điều đáng nói là ước tính ở mức độ cũng như kỹ thuật VECM sẽ không tránh được
các vấn đề (xem, ví dụ, Favero,2001). Trong hiện diện của sự tự tương quan, các phương pháp

cũ chịu ảnh hưởng của thông số hóa vượt mức và mất đi tính hiệu quả. VECM sẽ tạo ra ước tính
không phù hợp nếu vector tự tương quan được áp dụng đối với mô hình.
Cụ thể hơn, mô hình VAR trong sự khác biệt đầu tiên của các biến bao gồm Δoilt, Δyt,
Δet, Δpimpt, Δcpit và cuối cùng, tùy thuộc vào kết quả của đơn vị gốc hay của i hoặc Δit. Tất cả
các mô hình được ước tính với một hằng số và biến giả thời vụ. Độ trễ của VAR đối với mỗi
quốc gia được xác định bằng cách xem xét các tiêu chí thông tin khác nhau cũng như một số
kiểm tra chi tiết các thuộc tính. Tiêu chí thông tin được sử dụng để giúp xác định độ trễ tối ưu,
nhưng quyết định cuối cùng được dựa trên các kiểm tra thuộc tính áp dụng cho các mô hình thay
thế.
Trong hai phần tiếp theo, đầu tiên chúng tôi thảo luận về các kết quả tác động của ERPT
đối với giá trong nước trong các nền kinh tế đang mới nổi của thị trường và so sánh chúng với
nhóm các nước tiên tiến. Sau đó ,chúng tôi cố gắng để thiết lập một mối liên hệ giữa phảm vi
ERPT ở các quốc gia với một số yếu tố khả thi bằng cách tính toán hệ số tương quan. Cuối cùng
chúng tôi điều tra những kết quả này tốt như thế nào khi áp dụng hai phương án xác định thay
thế.
4. Kết quả thực nghiệm
Các ước tính về ERPT lên giá nhập khẩu và giá tiêu dùng cho tất cả các nước thị trường
mới nổi trong mẫu của chúng tôi được tóm tắt trong bảng 3 và 4 theo 2 trục thời gian, cụ thể là
sau 4 quí và 8 quí. Đối với hầu hết các quốc gia kết quả của chúng tôi nhìn chung dường như
đáng tin cậy cả về chỉ số CPI và giá nhập khẩu. ERPT được thấy rằng là giảm theo chuỗi giá cả,
tức là nó cao hơn đối với giá nhập khẩu hơn so với giá tiêu dùng. Cụ thể, một năm sau cú sốc thì
ảnh hưởng của tỷ giá vào giá nhập khẩu được nhận thấy là cao và theo thống kê là xoay quanh
mức 1 trong các trường hợp của Argentina, Chile, Hungary, Mexico, Poland và Thổ Nhĩ kỳ và
thấp hơn một chút đối với Công hòa Czech và Hàn Quốc và khá thấp ở hầu hết các quốc gia châu
Á khác 9. ERPT đến CPI là cao nhất ở Hungary và Mexico. Tuy nhiên, ở Châu Á, ảnh hưởng của
tỷ giá đến CPI được nhận thấy thấp cho cả 4 quí và 8 quí. Về Singapore, trong khi ước lượng
điểm của các hệ số được tìm thấy là hơi âm, xoay quanh mức 0.
Chúng tôi sau đó áp dụng cùng phương pháp đối với khu vực đồng euro, Mỹ và Nhật Bản
để đánh giá xem mức độ của pass-through có cao hơn ở các thị trường mới nổi hay không. Bảng
5 cho thấy bằng chứng rằng khu vực đồng Euro là rất mạnh phù hợp với các ước tính trong bài

nghiên cứu khác sử dụng phương pháp tương tự (xem Hahn, 2003) hoặc cũng phù hợp với các
ước tính sử dụng các phương pháp thay thế (ví dụ Anderton, năm 2003, và Campa et al., năm
2005, giá nhập khẩu). Các ước tính đối với Hoa Kỳ là phù hợp với sự nhất trí chung rằng ảnh
hưởng của tỷ giá hối đoái là rất thấp ở Hoa Kỳ, cả đối với giá nhập khẩu và giá tiêu dùng (xem
Gagnon và Ihrig, năm 2004, cho giá tiêu dùng). Tại Nhật Bản, ảnh hưởng tỷ giá vào CPI được

7


tìm thấy là rất nhỏ cả hai sau 4 quí và 8 quí. Pass-through đối với giá nhập khẩu, ước tính cho
Nhật Bản là cao hơn ở khu vực đồng Euro và Mỹ, và về mặt thống kê thì phù hợp với passthrough sau cả năm. So sánh các ước tính về pass-through giữa các nền kinh tế tiên tiến và mới
nổi, kết quả của chúng tôi một phần đảo lộn suy nghĩ thông thường rằng mức độ ERPT luôn luôn
cao hơn ở thị trường mới nổi hơn so với ở các nước phát triển. Cụ thể hơn, chúng tôi thấy rằng
trong nền kinh tế mới nổi lạm phát thấp (điển hình là các nền kinh tế châu Á) pass-through lên
giá tiêu dùng cũng khá thấp.
Bước tiếp theo trong phân tích của chúng tôi là để có được một số hiểu biết về các yếu
tố kinh tế vĩ mô quyết định ERPT. Chúng tôi bắt đầu bằng việc khám phá xem liệu khi phù hợp
với giả thuyết của Taylor có bằng chứng về tương quan thuận giữa pass-through và lạm phát hay
không. Để minh họa chúng tôi bắt đầu phân tích bằng trực quan kiểm tra mối quan hệ giữa mức
độ ERPT sau một năm và lạm phát cho các thị trường mới nổi trong mẫu (xem hình 1).
Hình 1: Pass-through lên giá tiêu dùng so với lạm phát trung bình trong thị trường mới nổi
(Trục tung: phản ứng tích lũy của giá tiêu dùng đối với cú sốc thay đổi 1% tỷ giá sau một năm;
trục hoành: lạm phát trung bình trong giai đoạn ước tính).

Lưu ý: Mô hình sử dụng là mô hình đường cơ sở (xem văn bản chính để biết chi tiết).
Các quốc gia trong biểu đồ là: Argentina (AG), Thổ Nhĩ Kỳ (TK), Mexico (MX), Cộng hòa Séc
(CZ), Hungary (HN), Ba Lan (PL), Chile (CL), Hàn Quốc (KR), Trung Quốc (CN), Hong Kong
(HK), Đài Loan (TW), Singapore (SG).
Như trong hình 1, hai nhóm quốc gia có thể được xác định. Nhóm quốc gia thứ nhất, lạm
phát hàng năm trung bình ít hơn 10% so với mẫu, có mức độ ERPT thấp (nhìn chung ít hơn

10%). Nhóm thứ hai, lạm phát trung bình rõ ràng cao hơn - từ 10% đến 20%, ERPT lên giá tiêu
dùng cao hơn đáng kể (khoảng 40%). Nhóm quốc gia này dường như cung cấp ít hỗ trợ cho giả
thuyết Taylor. Hai nước khác trong mẫu của chúng tôi, Argentina và Thổ Nhĩ Kỳ, dường như rõ
ràng là ngoại lệ, bởi vì chúng vừa có mức lạm phát trung bình cực kỳ cao (trên 60%) vừa có
pass-through lên giá tiêu dùng thấp. Kiểm tra đơn giản qua hình ảnh của biểu đồ trên cho thấy
nếu đưa hai nước này vào phân tích, giả thuyết của Taylor sẽ bị phá vỡ. Tuy nhiên phương pháp

8


VAR chắc là không phù hợp cho các nước mà có bất ổn định kinh tế vĩ mô nghiêm trọng được
phản ánh trong tỷ lệ lạm phát rất cao hay siêu lạm phát. Lấy ví dụ của Argentina, việc mở rộng
mẫu quá nhiều báo hiệu có sự gia tăng mạnh đột ngột các biến tài chính trong phân tích (sau đó
phải điều chỉnh đến mức độ thông thường hơn). Bằng cách hạn chế thời gian lấy mẫu để loại trừ
các giai đoạn lạm phát cao, tuy nhiên, không chỉ là thu gọn lại chiều dài dữ liệu mà còn làm cho
mẫu thành một phần nhỏ hơn, việc này có thể làm sai lệch, nhằm khoanh vùng các giai đoạn lạm
phát cao. Ví dụ một trường hợp kết thúc với giai đoạn lạm phát cao, trong đó ổn định kinh tế vĩ
mô vẫn còn đang tiếp diễn, và kết hợp nó đồng tiền tăng giá mạnh (hồi phục từ mức giảm giá
mạnh tại các giai đoạn siêu lạm phát). Do đó, trong những trường hợp này rất khó để phục hồi
các mối quan hệ cơ bản giữa chuyển động tỷ giá và giá cả mà có thể tăng trong môi trường kinh
tế không ổn định. Phương pháp VAR và nói chung mọi phương pháp ước tính kinh tế không có
khả năng có các phương pháp đo lường mức độ pass-through ý nghĩa nào nếu giá cả, tỷ giá hối
đoái và lãi suất biến động quá mức. Ngược lại, nội hàm kinh tế của Taylor dường như tìm thấy
bằng chứng hỗ trợ nếu chúng tôi loại trừ Thổ Nhĩ Kỳ và Argentina ra khỏi mẫu.
Ấn tượng trực quan mối tương quan thuận giữa pass-through và lạm phát được xác định
bằng hai biện pháp đo lường chuẩn sự tương quan – phương pháp Pearson, và phương pháp xếp
hạng hệ số tương quan Spearman – mức độ tương quan giữa pass-through và một số yếu tố quyết
định hợp lý. Các kết quả thể hiện trong Bảng 6. Các số liệu đo lường này xác nhận rằng có một
mối tương quan thuận giữa pass-through và lạm phát ở cả trục thời gian 4 và 8 quí. Hệ số tương
quan có ý nghĩa trong cả trường hợp hệ số tương quan của Pearson và Spearman tại cả hai trục

thời gian 4 và 8- quý ở mức ý nghĩa 1%. Các số liệu đo lường khác về sự bất ổn kinh tế vĩ mô
cũng tương quan thuận với ERPT, mặc dù mức độ ý nghĩa nói chung là hơi nhỏ hơn. Tương tự
Choudhri và Hakura (2006) và McCarthy (2000), chúng tôi tìm thấy rất ít bằng chứng về mối
quan hệ thuận giữa ERPT đối với giá tiêu dùng và mức độ mở cửa. Phát hiện này có thể được
xem là đáng ngạc nhiên trong sự hy vọng mối quan hệ thuận trực tiếp giữa các biến, như là kết
quả từ kênh chuyển giao từ nhập khẩu đến giá tiêu dùng. Một cách để hợp lý hóa kết quả khó
hiểu trước đó là xem xét mối tương quan ngược chiều giữa lạm phát và độ mở như theo báo cáo
của Romer (1993). Sau khi kiểm soát lạm phát, hệ số tương quan giữa pass-through và độ mở
chuyển sang thuận, mặc dù không có ý nghĩa thống kê.
5. Robustness
Trong phần này, chúng tôi ước lượng những kết quả từ mô hình đường cơ sở nhạy cảm
đến mức độ nào đối với việc lựa chọn phương án xác định và đối với một số thay đổi trong các
biến. Chúng tôi ước lượng lại mô hình với hai phương án xác định thay thế, dựa trên hai cách sắp
xếp các biến thay thế trong phân tích Cholesky. Ban đầu, chúng tôi áp dụng phương án sắp xếp
thay thế như sau (mô hình thay thế 1), oilt , it, yt, et, pimpt, cpit, mà cụ thể là mức lãi suất được đặt
ra trước tỷ giá hối đoái, như ví dụ của Choudhri và cộng sự (2002) đã đề xuất. Việc sắp đặt này
cho phép thể hiện được sự phản ứng đồng thời của tỷ giá hối đoái đối với thay đổi trong công cụ
chính sách tiền tệ. Điều này có thể được giải thích trên cơ sở xem xét carry-trade tiêu chuẩn, theo
đó lãi suất cao hơn (trong khi những thứ khác thì ngang bằng nhau) làm cho đồng tiền hấp dẫn
hơn bằng cách khai thác sự thất bại của mua bán chênh lệch giá. Ước lượng pass-through theo
phương án xác định thay thế này nói chung rất giống với ước lượng đã được thảo luận trong phần
trước (xem bảng 7 và 8). Một ngoại lệ đối với trường hợp này là Hungary, với ước lượng ERPT
đối với cả giá nhập khẩu và CPI sụt giảm đáng kể. Về giá nhập khẩu, như trước đây một năm sau
cú sốc hệ số pass-through được nhận thấy là cao và không khác biệt lắp so với mức 1 ở
Argentina, Mexico và Ba Lan. Trong trường hợp của Chile, hệ số pass-through lên giá nhập khẩu

9


giờ đây được nhận thấy hơi thấp hơn và gần hơn mức độ của Cộng hòa Czech và Hàn Quốc một

năm sau cú sốc (ở khoảng giữa 0,7 - 0,8). Một năm sau cú sốc, mức độ pass-through lên giá nhập
khẩu vẫn còn rất thấp với các trường hợp của Singapore và Đài Loan, mặc dù ở Singapore passthrough lên giá nhập khẩu tăng lên đáng kể hai năm sau cú sốc.
Về CPI, hệ số pass-through như trước đây hầu như luôn nhỏ hơn đối với giá nhập khẩu.
Hệ số giờ đây được nhận thấy là cao nhất một năm sau cú sốc ở Cộng hòa Séc, Mexico và Ba
Lan. Ở châu Á, ERPT đối với giá tiêu dùng một lần nữa được nhận thấy thấp. Một lần nữa, trong
trường hợp của Singapore, mặc dù các ước lượng điểm của các hệ số được nhận thấy là âm, gần
mức 0. Kết quả tổng thể là không thay đổi đối với tất cả các nước có đặc điểm mức lạm phát
trung bình ít hơn 10% có đặc điểm ERPT ước tính có mức độ vừa phải. Như trước khi Argentina
và Thổ Nhĩ Kỳ bị loại ra vì pass-through lên giá tiêu dùng rất thấp. Nếu loại trừ hai quốc gia này,
tương quan thuận giữa pass-through và lạm phát vẫn được nhận thấy là dương sau cả 4 và 8 quý,
mặc dù mức độ ý nghĩa thấp hơn so với trong kịch bản đầu tiên mà chúng tôi đã xem xét (xem
bảng 9). Các số liệu đo lường khác về sự bất ổn kinh tế vĩ mô cũng tương quan thuận với mức độ
ERPT tại các mức ý nghĩa khác nhau ở cả mốc năm đầu tiên và thứ hai. Cuối cùng, một lần nữa
chúng tôi không tìm thấy bằng chứng về mối quan hệ thuận mang ý nghĩa thống kê giữa ERPT
và độ mở, ngay cả sau khi kiểm soát lạm phát.
Mô hình thay thế thứ hai đối với mô hình đường cơ sở bao gồm cả những điều chỉnh các
biến được đưa vào và sắp đặt thay thế trật tự các biến trong phân tích Cholesky. Trong các mô
hình trước đó, chúng tôi đưa vào biến giá dầu mà có thể thể hiện được ảnh hưởng của phía nhà
cung cấp và chi phí giao thương, do đó, ắc hẳn sẽ giúp loại bỏ hợp lý hơn ảnh hưởng ngoại sinh
của tỷ giá từ ảnh hưởng của chi phí giao thương. Một lập luận tương tự áp dụng đối với sự gia
tăng giá nội địa. Do đó, trong mô hình thay thế này chúng tôi thay thế giá dầu bởi giá sản xuất
nội địa ppit, nó cũng tính đến sự cần thiết của một mô hình tiết kiệm. Biến thay thế để sử dụng
cho mục đích này có thể là tiền lương. Tuy nhiên biến này không có sẵn dữ liệu đối với số lượng
lớn các nước được xem xét. Liên quan đến thay đổi trật tự của các biến, trong mô hình thay thế
thứ 2, chúng tôi theo quan điểm lý thuyết khá mạnh mẽ bằng cách giả định rằng tỷ giá hối đoái
không bị ảnh hưởng đồng thời bởi những cú sốc đánh vào bất kỳ biến nào khác trong hệ thống,
nghĩa là nó sẽ được đặt tại vị trí dẫn đầu trong trật tự của các biến như sau: et, pimpt, yt, ppit, cpit,
it. Có một nghiên cứu lớn thảo luận ERPT trên cơ sở các mô hình cấu trúc khác nhau, đi đến kết
luận lý thuyết khác liên quan đến việc quyết định tỷ giá hối đoái tùy thuộc vào các giả định cơ
bản của mô hình (xem ví dụ Marston, năm 1990, và Devereux et al., 2006). Trong các mô hình

này, một vai trò đặc biệt quan trọng được giả định là liệu công ty sẽ định giá bằng đồng tiền địa
phương tại nơi họ bán sản phẩm hay bằng đồng tiền tại nơi sản xuất sản phẩm. Trong khi các mô
hình này cung cấp những hiểu biết chặt chẽ về các khái niệm ERPT tùy thuộc vào các giả định
cơ bản khác nhau của mô hình, chúng hoàn toàn có xu hướng kết luận mạnh mẽ về sự liên kết
đồng thời giữa tỷ giá hối đoái và tập hợp con các nguyên tắc cơ bản hợp lý. Tất cả các bài nghiên
cứu này tiềm năng phê bình rằng các biến kinh tế vĩ mô có ít khả năng giải thích tỷ giá hối đoái
trong ngắn hạn đến trung hạn. Đặc biệt, thật khó để phát hiện sự đảo chiều trong tỷ giá hối đoái
thực - biến động này dường như được thúc đẩy bởi sự gia tăng tỷ giá hối đoái danh nghĩa mà
không phải là dễ dàng phù hợp với những giải thích cơ bản. Đối với điều này, mô hình thay thế
số 2 cho phép tỷ giá hối đoái bị ảnh hưởng bởi những cú sốc đối với các biến khác nhưng chỉ với
một độ trễ, đồng thời cũng mặc nhiên thừa nhận rằng ít nhất các yếu tố khác có xu hướng chi
phối (các yếu tố khác như “giao dịch nhiễu” hoặc thông tin không hoàn hảo - cả hai điều rất quan
trọng trong bối cảnh thị trường đang nổi).

10


Mặc dù mô hình này tương đối khác nhau, các kết quả mà chúng tôi có được tương tự với
các kết quả được thảo luận trong phần trước (Bảng 10 và 11). Pass-through đến giá nhập khẩu
được nhận thấy là gần bằng 1, cả sau mốc thời gian một và hai năm, tại Argentina, Chile,
Hungary, Ba Lan, Mexico và Thổ Nhĩ Kỳ, trong khi ước tính là thấp hơn rất nhiều ở các quốc gia
châu Á và Cộng hòa Czech. Pass-through lên giá tiêu dùng nhìn chung được nhận thấy là thấp
hơn so với pass-through lên giá nhập khẩu ở tất cả các quốc gia và trong vài quốc gia châu Á là
gần bằng 0 sau cả mốc thời gian một và hai năm. Lặp lại các phân tích tương quan, chúng tôi
luôn tìm thấy bằng chứng nhất quán về mối quan hệ thuận có ý nghĩa giữa pass-through lên chỉ
số CPI và lạm phát (ở mức 1%), sau khi loại trừ Argentina và Thổ Nhĩ Kỳ ra khỏi mẫu nghiên
cứu (xem Bảng 12). Các hệ số tương quan giữa pass-through lên CPI và các số liệu đo lường còn
lại về bất ổn kinh tế vĩ mô cũng dương và hầu như luôn luôn ý nghĩa thống kê cho tất cả mốc
thời gian được xem xét. Sự liên kết giữa pass-through lên CPI và độ mở một lần nữa là dương,
sau khi kiểm soát lạm phát, nhưng không có ý nghĩa thống kê.

6. Kết luận:
Bài nghiên cứu này cung cấp bằng chứng thực nghiệm về những hình mẫu thế giới ERPT
lên giá cả tiêu dùng dựa trên các mô hình tự hồi qui vectơ cho lượng đáng kể các quốc gia, bao
gồm một lượng lớn các quốc gia ở thị trường mới nổi từ 3 khu vực mới nổi trên thế giới và nhóm
kiểm soát các nước công nghiệp. Ở tất cả các quốc gia kết quả chỉ ra rằng ERPT suy giảm theo
chuỗi giá cả. Phân tích phần nào đảo lộn lối suy nghĩ thông thường rằng ERPT luôn luôn cao hơn
đáng kể ở các nền kinh tế mới nổi so với các nền kinh tế phát triển. Đối với các thị trường mới
nổi mức độ lạm phát hàng năm chỉ 1 con số (hầu hết ở các nước đông nam Á) ERPT thấp và
không khác biệt đáng kể so với mức độ ERPT ở các nước phát triển. Nhìn theo một phương diện
chung hơn, chúng tôi nhận thấy rằng mối liên kết giữa pass-through và lạm phát có ý nghĩa thống
kê khi 2 nước Argentina và Thổ Nhĩ Kỳ được đưa ra khỏi mẫu, nếu vậy thì kết quả dường như là
không đáng tin cậy. Thêm vào đó, Bằng chứng về mối tương quan thuận giữa pass-through và độ
mở cửa dường như mờ nhạt hơn bằng chứng về mối tương quan giữa pass-through và lạm phát,
ngay cả khi mức lạm phát được kiểm soát.
Phụ lục: dữ liệu nguồn
Dữ liệu của các thị trường đang nổi được sử dụng trong bài nghiên cứu này trong khoảng thời
gian lấy mẫu tối đa giữa quý 1 năm 1975 đến quý 1 năm 2004 (xem hàng đầu tiên của Bảng
1). Đối với khu vực đồng Euro, Mỹ và Nhật Bản, thời gian lấy mẫu bắt đầu từ Q1 năm
1983. Mẫu chính xác cho mỗi quốc gia đang nổi lên, tùy thuộc vào dữ liệu sẵn có, được mô tả
trong hàng đầu tiên của bảng 1. Các nguồn tương ứng như sau:
Giá dầu trên danh nghĩa: theo Thống kê tài chính quốc tế IMF – IFS trở về trước -, giá Brent
UK bằng đô la Mỹ (dòng thứ 11.276).
Sản lượng đầu ra: Chúng tôi sử dụng tổng sản phẩm quốc dân đối với Hồng Kông, Hàn Quốc,
Singapore, Hungary, Thổ Nhĩ Kỳ, Chile (từ IFS, dòng 99bvp), Nhật Bản và Mexico (OECD),
khu vực đồng euro (từ ECB Area Wide Model - từ AWM, xem Fagan và cộng sự, 2005), Đài
Loan và Argentina (nguồn quốc gia.), và Hoa Kỳ (từ IFS, dòng 99bvr). Do thiếu các dữ liệu sẵn
có, chúng tôi lựa chọn sử dụng dữ liệu sản lượng sản xuất công nghiệp trong các trường hợp của
Trung Quốc (nguồn quốc gia), Cộng hòa Séc (OECD) và Ba Lan (IFS dòng 66).
Tỷ giá hối đoái danh nghĩa: Chúng tôi sử dụng tỷ giá hối đoái danh nghĩa từ IFS cho tất cả các
nước thị trường mới nổi, nhưng Hong Kong, Hàn Quốc, Singapore và Đài Loan (BIS), Thổ Nhĩ

11


Kỳ, Mexico (từ OECD) và Argentina (JP Morgan). Đối với Mỹ và Nhật Bản, chúng tôi sử dụng
dữ liệu IFS (dòng số 0), và khu vực đồng euro từ dữ liệu AWM .
Chỉ số giá nhập khẩu : Chúng tôi sử dụng dữ liệu về giá nhập khẩu (chỉ dữ liệu về hàng hoá) từ
IFS (dòng 76) cho Mỹ, Nhật Bản, Hàn Quốc, Singapore, Hungary và Ba Lan, và từ các nguồn
thay thế trong các trường hợp: khu vực đồng euro (dữ liệu ECB), Đài Loan, Argentina và
Mexico (nguồn quốc gia). Trong trường hợp của Chile, chúng tôi kết hợp dữ liệu giá nhập khẩu
từ dòng 76 IFS cho đến Q4-1995, và sau đó dữ liệu nhập khẩu đã loại trừ lạm phát từ Banco de
Chile. Do không có sẵn dữ liệu, chúng tôi sử dụng dữ liệu nhập khẩu đã loại trừ lạm phát đối với
Cộng hòa Séc (OECD OEO), và giá trị đơn vị nhập khẩu của IFS (dòng 75) cho Hồng Kông và
Thổ Nhĩ Kỳ. Chúng tôi không tiếp cận được dữ liệu liên quan đến giá nhập khẩu cho các mẫu
trong trường hợp của Trung Quốc.
Chỉ số giá tiêu dùng: Chúng tôi sử dụng dữ liệu CPI từ IFS (dòng 64) cho tất cả các nước ngoại
trừ khu vực đồng Euro (HICP dữ liệu từ AWM), Hong Kong (BIS), Trung Quốc và Đài Loan
(nguồn quốc gia).
Chỉ số giá sản xuất : Chúng tôi sử dụng dữ liệu PPI từ IFS (dòng 62) cho tất cả các nước ngoại
trừ Hong Kong, Đài Loan, Argentina và Trung Quốc ( nguồn quốc gia ).
Lãi suất ngắn hạn: Chúng tôi sử dụng lãi suất trên thị trường tiền tệ đối với Mỹ, Nhật Bản, Hàn
Quốc, Singapore, Ba Lan, Thổ Nhĩ Kỳ, Argentina, (từ IFS, dòng 60b), khu vực đồng euro (từ
AWM), Hồng Kông (từ BIS), và Đài Loan (từ Ngân hàng Trung ương Trung Quốc). Chúng tôi
sử dụng lãi suất trái phiếu kho bạc đối với Hungary và Mexico (từ IFS, đường 60C), và lãi suất
tiền gửi ngân hàng đối với Trung Quốc, Cộng hoà Séc và Chile (Từ IFS, dòng 60l).
Tỷ lệ Nhập khẩu / GDP : Để tính toán tỷ lệ này chúng ta sử dụng hàng loạt dữ liệu nhập khẩu
danh nghĩa (cho hàng hoá và dịch vụ, ngoại trừ Trung Quốc chỉ bao gồm hàng hoá) trên GDP.
Chúng tôi sử dụng dữ liệu nhập khẩu danh nghĩa từ IFS (đường 99b) cho tất cả các nước ngoại
trừ khu vực đồng Euro (ECB), Trung Quốc, Singapore, và Đài Loan (nguồn quốc gia). Chúng
tôi sử dụng dữ liệu GDP danh nghĩa từ IFS (dòng 98c) cho tất cả các nước ngoại trừ khu vực

đồng Euro (Eurostat), Trung Quốc, Singapore, và Đài Loan (nguồn quốc gia).

12