SỰ TĂNG GIÁ DO NHỮNG tác ĐỘNG MẠNH từ bên NGOÀI dọc THEO CHUỖI GIÁ cả PHƯƠNG PHÁP ước LƯỢNG PANEL đối với KHU vực ĐỒNG TIỀN CHUNG CHÂU

Nhóm 25 Giảng viên: TS. Nguyễn Khắc Quốc Bảo
Tóm tắt
Bài báo này phân tích trong một khuôn khổ sự tăng biến phí và giá cả của hàng hóa và các tác động mạnh của
tỷ giá hối đoái trong các thành phần chính của giá nhà sản xuất và người tiêu dùng. Qua đó chúng ta liên kết sự biến
động giá ở các giai đoạn sản xuất khác nhau như các công ty xác định giá thông qua sự gia tăng biến phí đối với chi phí
sản xuất. Các kết quả thực nghiệm cho thấy có mối liên kết đáng kể giữa các giai đoạn giá khác nhau trong khu vực
đồng Euro. Kết quả tổng thể khá phù hợp với các tài liệu và cung cấp cái nhìn sâu sắc đối với các hiệu ứng ở các giai
đoạn khác nhau của chuỗi sản xuất. Giá cả hàng hóa phi năng lượng là yếu tố quan trọng quyết định đến giá khu vực
đồng tiền chung châu Âu.
1. Giới thiệu
Kể từ khi bắt đầu giai đoạn III của Liên Minh Tiền Tệ châu Âu vào tháng 1 năm 1999, khu
vực đồng tiền chung Châu Âu phải đối mặt với nhiều cú sốc lớn từ bên ngoài như là sự gia tăng
đáng kể về giá dầu, những biến động mạnh của tỷ giá hối đoái và gần đây nhất là sự tăng mạnh về
giá cả hàng hóa phi năng lượng. Những chuyển biến như vậy thường được dự kiến sẽ tác động đáng
kể lên sự phát triển của giá cả. Cho đến nay, các tài liệu đã đề cập đến tác động của tỷ giá hối đoái
lên lạm phát do sự tăng giá trong khu vực đồng tiền chung châu Âu hay một số nước khu vực sử
dụng đồng Euro. Câu hỏi đặt ra là làm thế nào giá khu vực đồng tiền chung châu Âu, quan trọng
nhất là giá tiêu dùng, bị ảnh hưởng do sự thay đổi của giá năng lượng mà vấn đề này đã được phân
tích trong các mô hình kinh tế vĩ mô như ECB AWM, Quest Model của Ủy ban Châu Âu, liên kết
OECDs và NiGEM, sử dụng dầu chứ không phải là giá năng lượng tổng thể. Theo chúng tôi được
biết, chưa có nghiên cứu nào trước đây được xem xét sự chuyển đổi giữa các lĩnh vực khác nhau
trong một khuôn khổ chuỗi giá cả, đặc biệt là liên quan đến sự khác biệt trong mối quan hệ qua lại
giữa giá hàng hóa và dịch vụ.
Mục đích của bài báo này là phân tích khuôn khổ sự tăng biến phí và tăng giá cả do những
tác động mạnh bên ngoài (giá hàng hóa, được chia thành giá hàng hóa năng lượng và phi năng
lượng, và tỉ giá hối đoái) đến các thành phần chính của chỉ số giá sản xuất (PPI) và chỉ số giá tiêu
dùng cân bằng ngoại trừ năng lượng và thực phẩm chưa qua tái chế (HICPX). Ý tưởng chung là để
liên kết các chuyển biến về giá ở các giai đoạn khác nhau trong sản xuất, về lý thuyết, một công ty
định giá một sản phẩm bằng lợi nhuận cộng vốn (lợi nhuận) so với giá vốn sản xuất. Kết quả là, với
một lợi nhuận biên đề ra, sự tăng giá của nguyên liệu đầu vào sẽ đẩy giá tăng lên, tạo cho doanh
nghiệp có động cơ để tăng giá. Do đó, nhìn chung, có một liên kết tự nhiên giữa những chuyển biến

của giá nguyên liệu thô và tỉ giá hối đoái, giá của nhà sản xuất và giá của người tiêu dùng.
2. Tổng quan các kết quả nghiên cưới trước đây:
McCarthy (2000) xem xét các tác động của tỷ giá hối đoái và giá nhập khẩu trên PPI trong
nước và chỉ số CPI trong nền kinh tế công nghiệp hóa được lựa chọn. Mô hình thực nghiệm là một
VAR kết hợp một phân phối chuỗi giá cả. Kết quả cho thấy rằng tỷ giá hối đoái có tác động không
đáng kể đến lạm phát giá trong nước trong khi giá nhập khẩu có tác động mạnh hơn. Sự tăng giá là
nhân tố quan trọng trong quá trình lạm phát ở các nước với thị phần nhập khẩu lớn hơn và dai dẳng
hơn tỷ giá hối đoái và giá nhập khẩu. Bài viết này đã kiểm tra sự tăng giá cả của hàng hoá qua các
Trang 1
Nhóm 25 Giảng viên: TS. Nguyễn Khắc Quốc Bảo
yếu tố bên ngoài tỷ giá hối đoái, nhập khẩu giá cả lạm phát trong nước đối với các nền kinh tế công
nghiệp hóa. Sử dụng một mô hình VAR kết hợp một chuỗi phân phối.
Hann (2003) cho thấy kết quả liên quan đến tất cả các chỉ số giá cả của sự tăng giá là lớn
nhất và nhanh nhất cho các cú sốc về giá nhập khẩu phi dầu mỏ, sau đó bởi những cú sốc tỷ giá hối
đoái và những cú sốc giá dầu. Kích thước và tốc độ vượt qua thông qua các cú sốc bên ngoài từ chối
dọc theo chuỗi phân phối. Kết quả cho thấy ước tính của chúng tôi tổng số vượt qua những cú sốc tỷ
giá hối đoái trên giá nhập khẩu là 50% (sau 3 quý) phù hợp với những phát hiện của Anderton
(2003). Tổng số hiệu ứng của những cú sốc tỷ giá hối đoái trên HICP 16% là hai lần lớn như ước
tính của Hufner và Schroder (2002.) Phân tích chỉ ra rằng các cú sốc bên ngoài chiếm khá lớn các
phần phân đoạn của các phương sai trong tất cả các chỉ số giá cả và đã tác động mạnh đển tăng lạm
phát trong khu vực đồng tiền chung châu Âu từ năm 1999.
Câu hỏi đặt ra: những nguyên nhân nào có thể gây ra sự biến đổi giá?
Để trả lời cho câu hỏi trên, một cấu trúc cơ bản nên phản ánh được chuỗi giá cả theo những
nguyên nhân được trình bày trong bảng 1
Bảng 1: Những nguyên nhân có thể gây ra sự biến đổi giá
Endogenous variables
PPI_ENE PPI_INT PPI_CONS HICP_FDPR HICP_NEIG HICP_SERV
Exogenous
variables
NEER

COMENE
COMFD
COMIRM
VAT
ULC
YGAP
EXTRA_OPEN
ENETAX
x x x x x x
x x x x x x
x x x x x x
x x x x x x
x x x
x x x x x x
x x x x x x
x x x x x x
x x x x x x
Endogenous
variables
PPI_ENE
PPI_INT
PPI_CONS
HICP_FDPR
HICP_NEIG
HICP_SERV
x x x x x x
x x x x x
x x x x
x
x

x
NEER: tỷ giá hối đoái hiệu quả danh nghĩa của đồng Euro ; COMENE: giá hàng hóa năng lượng bằng USD; COMFD:
giá hàng hóa thực phẩm bằng USD; COMIRM: giá nguyên liệu thô công nghiệp bằng USD; VAT: thế giá trị gia tăng;
ULC: chi phí lao động theo đơn vị; YGAP: khoảng cách đầu ra; EXTRA_OPEN: sự mở cửa thương mại của khu vực
tăng cường Euro; ENETAX: thuế năng lượng; PPI_ENE: năng lượng PPI; PPI_INT: hàng hóa ttrung gian PPI;
PPI_CONS: hàng hóa tiêu dùng PPI; HICP_FDPR: HICP thức ăn đã được chế biến; HICP_NEIG: HICP hàng hóa
công nghiệp phi năng lượng; HICP_SERV: HICP dịch vụ
Đối với tất cả các biến số bên trong (các cột, thành phần PPI, HICP trong bảng 1), chi phí
sản xuất được thể hiện bằng tỉ giá hối đoái, giá cả hàng hóa và chi phí lao động đơn vị (các biến
ngoại sinh, hàng 1-9 trong bảng 1). Để phản ánh ý tưởng về chuỗi giá, giá ngành ở bước trước trong
chuỗi sản xuất cũng được quy vào chi phí sản xuất về giá ngành ở bước sau. Có nghĩa là năng lượng
PPI chỉ được giải thích bởi các biến số ngoại sinh (hoặc độ trễ của chính nó), trong khi ngoài các
biến số ngoại sinh:
• Hàng hóa trung gian PPI được giải thích bằng năng lượng PPI
Trang 2
Nhóm 25 Giảng viên: TS. Nguyễn Khắc Quốc Bảo
• Hàng hóa tiêu dùng PPI được giải thích bằng năng lượng PPI và hàng hóa trung gian PPI
• Các thành phần HICPX, tức là thực phẩm qua chế biến, hàng hóa công nghiệp phi năng
lượng dịch vụ, được giải thích bằng năng lượng PPI và hàng hóa trung gian PPI và hàng hóa
tiêu dùng PPI. Tuy nhiên sự liên kết giữa các thành phần HICPX thì không được xem xét.
Mô hình này không tạo ra sự khác biệt giữa việc xác định giá hàng hóa iêu dùng và dịch vụ
ngay từ đầu mà thay vào đó là để các dữ liệu quyết định.
Khi chúng tôi muốn tập trung vào sự vượt qua giá tiêu dùng, chúng tôi không phân tích PPI
hàng hóa vốn. Hơn thế nữa, cấu trúc trên đã chỉ ra một mối quan hệ chặt chẽ các thành phần chéo,
không bao gồm giá ngành nhập khẩu vào mô hình. Giá hàng hóa được tách ra thành giá năng lượng,
thức ăn và nguyên liệu thô công nghiệp vì chúng tôi ước tính giá năng lượng có một sự tác động
khác so với giá hàng hóa phi năng lượng. Ngoài ra, giá năng lượng có thể quan trọng hơn các thành
phần cụ thể của PPI hay HICPX, trong khi giá thực phẩm và nguyên liệu thô công nghiệp có thể có
liên quan nhiều hơn những thành phần khác.
3. Phương pháp nghiên cứu

Những biến số chính được xem xét là giá sản xuất và giá tiêu dùng của khu vực đồng Euro.
Biểu đồ 1 và 2 trình bày sự phát triển của các thành phần chính của PPI (năng lượng, hàng hóa trung
gian và hàng hóa tiêu dùng và của HICPX (HICP ngoại trừ thực phẩm chưa qua chế biến và năng
lượng và các thành phần của nó).
Biểu đồ 1 Giá của nhà sản xuất Biểu đồ 2 Giá của người tiêu dùng
(Tỷ lệ thay đổi theo quý) (Tỷ lệ thay đổi theo quý)

Nguồn: Eurostat Nguồn: Eurostat
PPENE: PPI năng lượng; PPINT: PPI hàng hóa trung gian; CPFDPR: HICPthực phẩm chế biến; CPNEIG: HICP hàng công ngiệp không năng lượng
PPCONS: PPI hàng tiêu dùng CPSERV: HICP dịch vụ; CPEX: HICP không bao gồm thực phẩm chưa
chế biến và năng lượng, tức là trọng lượng trung bình của 3 thành phần ở
trên sử dụng trọng lượng HICP
Có thể nhìn thấy rõ ràng từ các biểu đồ này là lạm phát đặc biệt ở cấp độ người tiêu dùng đã
giảm đáng kể trong giai đoạn chuyển sang Liên Minh Châu Âu nhưng từ đó lạm phát bị tác động bởi
ngày càng nhiều cú sốc. Một trong số những cú sốc đó là sự gia tăng về giá năng lượng (chủ yếu là
Trang 3
Nhóm 25 Giảng viên: TS. Nguyễn Khắc Quốc Bảo
dầu) đã dẫn đến sự tăng cao và biến động mạnh tỉ giá hối đoái của giá năng lượng PPI, tạo nên tác
động lớn lên giá sản xuất phi năng lượng và giá tiêu dùng. Trong những năm gần đây, như là kết qủa
tất yếu của nhu cầu tăng cao trên toàn cầu, điều này đã bị khuếch đại bởi sự gia tăng về giá hàng hóa
(biểu đồ 3), đặc biệt kim loại là một phần của giá nguyên liệu thô công nghiệp, trong khi đồng Euro
cũng trải qua những biến đổi đáng kể (biểu đồ 4).
Biểu đồ 3 Giá hàng hóa Biểu đồ 4 tỷ giá hối đoái danh nghĩa hiệu quả
(tốc độ thay đổi; gộp hàng quý) (tốc độ thay đổi; gộp hàng quý)

Chúng tôi sử dụng kĩ thuật ước lượng Panel (bảng điều khiển), sử dụng dữ liệu từ 10 quốc
gia thuộc khu vực đồng tiền chung Châu Âu (Áo, Bỉ, Đức, Tây Ban Nha, Pháp, Hy Lạp, Ý,
Luxembourg, Hà Lan và Bồ Đào Nha) theo kích thước mặt cắt ngang. Vì điều này bao quát hơn
95% khu vực đồng euro, nên nó phát sinh các hệ số thông qua đối với toàn bộ khu vực đồng euro.
Ước tính Panel giúp nâng cao hiệu quả ước tính các tham số vì chúng tôi có một mẫu khá ngắn cho

cấp số lớn nhất và cũng sử dụng nhiều dự toán ngược trong ước tính của mình. Chúng tôi sử dữ liệu
quý để có thể cung cấp kết quả chính xác hơn. Dữ liệu được điều chỉnh theo mùa trên cơ sở tiến
trình ARIMA-X12. Chúng tôi đã kiểm tra các động lực của phương trình và đặc biệt là tổng các hệ
số ước tính về độ trễ biến phụ thuộc để đảm bảo sự cố định. Một phân tích đồng hội nhập đã không
được xem xét do mẫu ngắn và bảng điều khiển không cân bằng. Ngoài ra, chúng tôi ước tính các
phương trình ở những mức độ thuộc khuôn khổ AR và đã kiểm tra các hệ số AR trong phương trình
này. Kết quả gần bằng 1 trong các phương trình về hàng hóa tiêu dùng PPI và các thành phần
HICOX nhưng thấp hơn rất nhiều trong các thành phần PPI khác. Khi chúng ta muốn ước tính chuỗi
giá theo một khuôn khổ chặt chẽ, chúng tôi quyết định không khai thác thông tin cấp chuỗi đứng yên
PPI (đó là năng lượng và hàng hóa trung gian) và ước tính tất cả các phương trình có những khác
biệt đầu tiên.
Khi chúng tôi muốn ước tính hệ số đồng nhất giữa các quốc gia, chúng tôi cũng bao gồm một
biến về tự do thương mại để nắm bắt được bất kì khác biệt nào giữa các quốc gia liên quan đến
thông qua tỉ giá hối đoái. Tự do thương mại được đo bằng tỉ lệ nhập khẩu ngoài khu vực của mỗi
nước đến GDP thực tế. Mặc theo phương trình ban đầu biến số này được nhân với các hệ số trên
Trang 4
Nhóm 25 Giảng viên: TS. Nguyễn Khắc Quốc Bảo
biến số tỉ giá hối đoái để nắm bắt tính không đồng nhất đó nhưng nó có thể được ước tính như một
biến độc lập (tức là không đồng nhất giữa các quốc gia) khi chụp dlog. Tuy nhiên biến số này cũng
chỉ ra được tác động của toàn cầu hóa để cho thấy các dấu hiệu dự kiến của các hệ số không rõ ràng.
Do một số lượng lớn các biến số có liên quan được thiết lập, chúng tôi không sử dụng một
mô hình bảng điều khiển VAR mà là phương trình ước tính đơn. Các biến số và các độ trễ trong mô
hình cuối cùng của mỗi biến số giá được lựa chọn bằng cách sử dụng cách đánh giá đi từ tổng quan
đến cụ thể. Có nghĩa là chúng tôi bắt đầu từ một mô hình bao gồm các biến ngoại sinh và 4 độ trễ
đối với mỗi biến số và hạ dần các biến số mà không có ý nghĩa thống kê hoặc ngược với trực quan.
Tuy nhiên, đối với độ trễ của các biến phụ thuộc, chúng ta giữ tất cả độ trễ cho đến quan trọng nhất
để tránh quá nhiều biến động trong các mô phỏng. Tiến trình này được lặp lại cho đến khi tất cả các
biến được đánh dấu chính xác.
Khi các thông số kỹ thuật của mô hình cuối cùng được quyết định, tác động hệ số nhân của
tỷ giá hối đoái và các cú sốc giá hàng hóa được tính toán để đánh giá thông qua giá ngành ở các giai

đoạn khác nhau của dây chuyền sản xuất. Tác động trong giai đoạn đầu của dây chuyền sản xuất sau
đó được sử dụng như là đầu vào để tính toán các tác động ở giai đoạn sau của dây chuyền sản xuất,
đó là tác động hệ số nhân cú sốc giá hàng hóa năng lượng trên hàng hóa PPI trung gian được tính
bằng tác động trực tiếp của giá hàng hóa năng lượng trên hàng hóa trung gian cộng tác động gián
tiếp của giá hàng hóa năng lượng trên hàng hóa trung gian PPI thông qua năng lượng PPI và v.v…
3. Kết quả ước tính
Các phương trình được ước tính với kết quả cố định. Vì tất cả các phương trình bao gồm các
biến có độ trễ phụ thuộc tương quan với kết quả cố định. Nó được đề xuất trong các tài liệu sử dụng
kỹ thuật dự toán Arellano Bond mà dựa trên ước tính GMM của phương trình khác. Tuy nhiên,
Judson và Owen (1999) đã chỉ ra rằng sai lệch khá nhỏ khi kích thước thời gian lớn hơn so với kích
thước mặt cắt ngang. Thật vậy, họ đã tìm thấy một sự sai lệch không đáng kể về kích cớ thời gian 30
hoặc lớn hơn. Chiều thời gian của chúng ta chủ yếu là xung quanh các phần tư 50 hoặc nhiều hơn,
với một số trường hợp ngoại lệ ở Bồ Đào Nha, Hà Lan và Luxemburg (chỉ dành cho giá năng lượng
và hàng hóa sản xuất. chúng tôi không sử dụng cách tính Arellano-Bond.
Mặc dù có một số lượng đáng kể của các biến bên ngoài, ước tính thông qua không nên bị
tác động bởi các đồng chuyển động mạnh giữa các yếu tố bên ngoài vì có rất ít sự tương quan tương
đối giữa chúng (xem bảng 2). Không có hệ số tương quan trên 0.5. Sự tương quan cao nhất tồn tại
giữa giá năng lượng và giá hàng hóa thực phẩm (0.41), tiếp theo là sự tương quan giữa giá thực
phẩm và nguyên liệu thô công nghiệp (0.25). Cả hai sự tương quan này có thể phản ánh tác nhân kéo
theo thứ ba như nhu cầu toàn cầu và hoặc lượng năng lượng cao cần cho sản xuất thực phẩm và
nguyên liệu thô.
Bảng 2 Sự tương quan đồng thời qua các biến ngoại sinh
Trang 5
Nhóm 25 Giảng viên: TS. Nguyễn Khắc Quốc Bảo
NEER: tỷ giá hối đoái danh nghĩa hữu hiệu của đồng Euro; COMENE: gía nhiên vật liệu tính bằng USD; COMFD:
giá lương thực tính bằng USD; COMIRM: nguyên liệu công nghiệp tính bằng USD; VAT: Thuế GTGT; ULC: chi
phí nhân công
Bảng 3 cho thấy có thể có mối quan hệ nhân quả về mặt lý thuyết (vùng tô đậm) trong ước tính
chuỗi giá đã được tìm thấy là đáng kể (kết quả hồi quy có thể được tìm thấy trong Phụ lục II). Các
con số chỉ định độ trễ đáng kể của mỗi biến. Ví dụ:giá cả hàng hóa năng lượng (COMENE) là đáng

kể trong các phương trình của PPI năng lượng (từ 0 đến 3) và hàng tiêu dùng PPI (lag 2), trong khi
chúng có tác động gián tiếp nhiều hơn trên tất cả các giá khác các thành phần thông qua chuỗi giá
cả. Điều này chỉ ra rằng năng lượng nhập khẩu nhiều nhất là chế biến trong khu vực đồng tiền chung
châu Âu trước khi bước vào quá trình sản xuất hàng tiêu dùng. Thực phẩm giá cả hàng hóa
(COMFD) xuất hiện có liên quan đối với hàng hoá tiêu dùng PPI và HICP xử lý thành phần thực
phẩm, trong khi giá cả hàng hóa nguyên liệu công nghiệp có một ảnh hưởng trực tiếp chỉ tác động
đến giá cả sản xuất hàng hóa trung gian. Tỷ giá hối đoái danh nghĩa hiệu quả (Neer) có ý nghĩa quan
trọng cho tất cả các PPI và HICP các thành phần ngoại trừ HICP thực phẩm chế biến. Các thuế suất
thuế GTGT là quan trọng đối với tất cả hàng hóa giá tiêu dùng. Tất cả các phương trình này bao gồm
cả đầu ra khoảng cách, đơn vị chi phí lao động (hoặc cả hai). Biến hóa ra là tích cực và đáng kể
trong phương trình năng lượng PPI, trong khi nó là tiêu cực và đáng kể cho PPI hàng tiêu dùng,
HICP thực phẩm chế biến và dịch vụ. Một dấu hiệu tiêu cực có thể là dấu hiệu củagiảm tác động của
toàn cầu hóa thông qua mở cửa thương mại khu vực đồng Euro.Tại cùng một thời điểm, tác động
trên PPI năng lượng có thể được tích cực như sự xâm nhập của các thị trường mới nổi trênthị trường
toàn cầu có xu hướng dẫn đến giá năng lượng cao hơn, đặc biệt là dầu, do đó ảnh hưởng đến PP
Inăng lượng tích cực. Cuối cùng, thuế năng lượng đáng kể cho PPI năng lượng.
Bảng 3: Các nguyên nhân được chọn giữa các biến giá
Các con số chỉ định độ trễ đáng kể của mỗi biến. Neer: tỷ giá hối đoái danh nghĩa hiệu quả của
đồng euro;Giá cả hàng hóa: năng lượng tính bằng USD COMENE; COMFD: giá cả hàng hóa thực
phẩm bằng USD; COMIRM: công nghiệp nguyên liệugiá nguyên vật liệu bằng USD, thuế GTGT:
giá trị gia tăng thuế; ULC: chi phí lao động đơn vị; YGAP: sản lượng khoảng cách,
EXTRA_OPEN: khu vực đồng Euro thương mại mở; ENETAX: thuế năng lượng; PPI_ENE: PPI
năng lượng; PPI_INT: PPI trung gian hàng hóa;PPI_CONS: PPI hàng tiêu dùng; HICP_FDPR:
HICP thực phẩm chế biến; HICP_NEIG: HICP phi năng lượnghàng công nghiệp; HICP_SERV:
HICP dịch vụ.
Về độ trễ của kết quả ước lượng phần lớn là phù hợp với các tài liệu vềlạm phát trong khu
vực đồng Euro. Bảng 4 cung cấp một cái nhìn tổng các hệ số của biến phụ thuộc độ trễ cho mỗi biến
nội sinh.Tổng của các hệ số là tương đối nhỏ cho PPI năng lượng, cho thấy rằng có ít sự tồn tại
trong thành phần này và giá cả thay đổi khá thường xuyên. Sự duy trì gia tăng ở các giai đoạn sau
của sản xuất, dịch vụ có sự bền bỉ cao nhất, tức là lạm phát tần số thấp nhất của giá thay đổi. Tuy

nhiên, các kết quả tính toán cho thấy rằng PPI lạm phát hàng hóa trung gian là sự tồn tại khá tương
tự như HICP sự lạm phát ở những mặt hàng trong ngành công nghiệp phi năng lượng.
Trang 6
Nhóm 25 Giảng viên: TS. Nguyễn Khắc Quốc Bảo
Bảng 4: Tổng của biến phụ thuộc bị bỏ lại từ ước lượng Panel
Sử dụng kết quả để ước lượng tác động của các cú sốc trên các biến ngoại sinh thông qua
biến giá cá nhân. Để làm như vậy, chúng tôi ước lượng các phương trình và dự báo 16 quý sắp tới
cho tất cả các biến giá, bằng cách sử dụng các biến dự báo từ các bước trước trong chuỗi giá cả dự
báo chúng sau này trong chuỗi giá cả và giả sử không có thay đổi hơn nữa trong các ngoại sinh biến
ngoại trừ biến bị tác động mạnh trong tầm dự báo. Kết quả, hiệu ứng của các biến bị tác động mạnh
cũng gián tiếp tác động thông qua chuỗi giá cả. Chúng ta chủ yếu quan tâm đến các kết quả cho khu
vực đồng Euro như một tổng thể, áp dụng các hệ số ước lượng trong bảng Panel trực tiếp từ dữ liệu
khu vực đồng tiền chung châu Âu. Kết quả tác động của số nhân cho tỷ lệ trao đổi và sự thay đổi giá
hàng hoá bằng 1% trong đồ thị 5 tới đồ thị 9.
Biểu đồ 5 cho thấy hiệu quả của mức ý nghĩa 1% của tỷ giá hối đoái danh nghĩa hiệu quả
trên PPI năng lượng (PPENE), PPI trung gian hàng hóa (PPINT), hàng tiêu dùng PPI (PPCONS), và
trênphía bên tay phải, giá thực phẩm chế biến (CPFDPR), giá các mặt hàng công nghiệp năng lượng
(CPNEIG), và giá các dịch vụ (CPSERV). Hơn nữa, chúng tôi hiển thị trung bình có trọng số của
ảnh hưởng đến thực phẩm chế biến, năng lượng hàng công nghiệp và dịch vụ, tức là HICP trừ chưa
qua chế biến thực phẩm và năng lượng (CPEX). Kết quả là mạnh nhất trên PPI năng lượng, với tác
động khoảng -0,47% sau 4 quý. Sẽ càng ngày càng yếu hơn sau chuỗi giá trênPPI, với một hiệu ứng
-0,35% sau 5 quý trên PPI hàng hóa trung gian, và -0,15%sau khoảng 8 quý đối với hàng hoá tiêu
dùng PPI.
Biểu đồ 5: Tác động số nhân của tỷ giá hối đoái
(Chênh lệch so với 1% tăng tỷ giá danh nghĩa trao đổi hiệu quả)
Thời gian và sự tăng giá PPI năng lượng và người tiêu dùng hàng hóa là tác động của -0,68 và -0,16
sau 8/4 cho hai khu vực này, trong khi các hiệu ứng trên hàng hóa trung gian PPI thấp hơn một chút
Trang 7
Nhóm 25 Giảng viên: TS. Nguyễn Khắc Quốc Bảo
kết quả (-0,17 sau 8 quý). Mức giá tiêu dùng, hiệu quả là khá tương tự cho các thực phẩm chế biến

và công nghiệp năng lượng không giá hàng hoá có hiệu lực vào khoảng -0,10% sau 16 quý, và một
chút nhỏ hơn cho các dịch vụ giá (khoảng -0,08%). Hiệu quả hơi yếu về giá dịch vụ phản ánh thấp
hơnnhập khẩu nội dung của thành phần này, cùng với cường độ lao động cao hơn của khu vực này.
Nhà đầu tư thông minh, sự tăng giá tiêu dùng mất nhiều thời gian hơn so với PPI, với hầu hết các
hiệu ứng tới sau 3 năm. Trung bình có trọng số của hệ số ảnh hưởng của CPFDPR, CPNEIG và
CPSERV (tức là CPEX) cho thấy một tác động khoảng -0,09% sau 16 quý. Mô phỏng với mô hình
vĩ mô (NiGEM và Dự báo Kinh tế của Oxford) mang lại một tác động 0.2 giá tiêu dùng từ sự mất
giá 1% của tỷ giá hối đoái, và tìm thấy một tỷ lệ trung bình đến trao đổi lâu dài sự tăng giá tiêu dùng
là 0,2 cho khu vực đồng Euro hoặc các nước công nghiệp. Như chúng ta đã ước tínhtác động trên
HICP bao gồm thực phẩm và năng lượng chưa qua chế biến, kết quả của chúng tôi nên được phần
nàonhỏ hơn so với những gì đã được tìm thấy trong văn học, bởi vì tác động của tỷ giá hối đoái
thông qua eurogiá dầu bằng tiền vào năng lượng HICP excluded.Thật vậy, Faruqee (2006) cũng là
người ước tính tác động của tỷ giá hối đoái trên HICP không bao gồm thực phẩm chưa chế biến và
năng lượng, tìm ra sự tăng giá là 0,02 sau 18 tháng, trong đó có phần thấp hơn so với kết quả của
chúng tôi.
Ngoài ra, nó đã được lập luận trong văn học sự tăng giá do sự thay đổi tỷ giá hối đoái giá tiêu dùng
đã trở nên thấp hơn một chút khoảng những năm 1990, khi các ngân hàng trung ương ngày càng tập
trung vào việc bình ổn giá cả. Điều này cũng có thể giải thích phần nào của chúng tôi thấp hơn ước
tính như loạt HICP chỉ bắt đầu trong những năm 1990 (mà cũng đúng đối với Faruqee (2006)).Ví
dụ, Gagnon và Ihrig (2004) thấy rằng sự tăng giá dài hạn của 20 công nghiệp nước trung bình
khoảng 0,16 từ năm 1971 đến giữa những năm 80 cho một tỷ giá hối đoáikhấu hao, trong khi nó đã
được giảm đến 0,05 từ giữa những năm 80 đến năm 2003, có thể liên quan đến mộttăng cường tập
trung ổn định giá trong nhiều ngân hàng trung ương. Điều này cũng được xác nhận bởi Choudrivà
Hakura (2002) tìm thấy một tỷ giá hối đoái thấp hơn pass-through cho các nước có thu nhập thấp
lạm phát môi trường. Ngoài ra, tăng cạnh tranh trên thị trường nước ngoài cũng có thể dẫn đến một
giá cả mạnh mẽ hơn để thị trường, giảm do đó tỷ giá hối đoái.
Campa và Goldberg (2006) sử dụng một phương pháp tiếp cận khác nhau để đánh giá tỷ giá hối đoái
trong sự tăng giá cho các nước công nghiệp. Họ sử dụng dữ liệu đầu vào có nhập khẩu từ các bảng
đầu vào-đầu ra và lợi nhuận phân phối để hiệu chỉnh tỷ giá vượt qua giá của người tiêu dùng. Một tỷ
giá hối đoái vượt qua qua của 0,13 0,30 mẫu của các nước, tùy thuộc vào giả định liên quan đến sự

nhạy cảm của lợi nhuận phân phối để trao đổi các biến thể tỷ lệ được sử dụng trong hiệu chuẩn. Số
bình quân cho khu vực đồng tiền chung châu Âu đến 0,16 đến 0,25, cao hơn một chút so với những
gì chúng tôi tìm thấy, nhưng, một lần nữa, chúng tôi chỉ ước tính tác động trên HICP không bao gồm
thực phẩm chưa chế biến và năng lượng.Đi lên ý tưởng về kiểm tra chéo kết quả bằng cách sử dụng
bảng đầu vào-đầu ra, Bảng 5 cho thấy ba thành phần PPI và tổng số giá tiêu dùng, tỷ lệ đầu vào nhập
khẩu chia tổng sản lượng cho từng ngành (cột đầu tiên). Số này được lấy từ đầu vào Eurostatbảng
đầu ra năm 2000, tập hợp các bảng cho Đức, Pháp, Ý, Hà Lan,Áo, Phần Lan và Bỉ cho khu vực
đồng Euro.Cột thứ hai cho thấy tác động của 1% tỷ giá hối đoái đánh giá cao sau 4 năm, theo kết
quả ước tính của chúng tôi. Những chia sẻ củanguyên liệu nhập khẩu trong tổng sản lượng giảm
trong chuỗi sản xuất, tức là nó là cao nhất (34%) sản xuất năng lượng nguyên tửy và thấp nhất cho
tiêu dùng cuối cùng.Điều này là phù hợp với ước tính của chúng tôitác động của tỷ giá hối đoái lên
giá, là cao nhất với giá sản xuất năng lượng và giảm dần dọc theo dây chuyền sản xuất, với hệ số rất
giống với các cổ phiếu trongbảng đầu vào-đầu ra. Điều này có thể phản ánh vai trò ngày càng tăng
của lợi nhuận phân phối, cũng như đề xuất trong Campa và Goldberg (2006). Lưu ý rằng tổng các
đầu vào nhập khẩu không đưa vàohạch toán tác động gián tiếp thông qua các đầu vào nhập khẩu
Trang 8
Nhóm 25 Giảng viên: TS. Nguyễn Khắc Quốc Bảo
trong các lĩnh vực khác, trong đó sẽ tăng các số phần nào. Vì vậy, họ không thể được giải thích như
là một phạm vi trên, ngụ ý 100% do tăng giá.
Bảng 5 Các tỷ lệ yếu tố đầu vào được nhập khẩu so với kết quả ước lượngvới mức gia tăng 1%
Về tác động của tăng 1% trong giá cả hàng hóa năng lượng (xem biểu đồ 6), ngoại trừảnh
hưởng trực tiếpPPI năng lượng, hiệu quả là khá ít.Theo kết quả, tác độngtăng 0,27% đối với PPI
năng lượng sau 4 quý, bằng 0,022% trong PPItrung gian và 0,008% hàng hóa tiêu dùng PPI. Về tác
động đến giá tiêu dùng,tác động là khá tương tự cho các hàng hóa phi năng lượng công nghiệp và
dịch vụ giá cả (khoảng 0,005% sau 16 quý), trong khi nó là mạnh hơn đối với giá thực phẩm chế
biến (khoảng 0,012%), vớimột tổng thể chậm tăng thêm giá bán hàng hóa so với giá sản xuất. Sử
dụngeragetrọng avCPEX cho thấy tác động của 0,006%. Cần lưu ý rằng nghiên cứu này chỉ
trôngvào các tác động gián tiếp trên các thành phần không thay đổi của HICP, trong khi ảnh hưởng
trực tiếpnăng lượng HICP sẽ được mạnh hơnvà tức thời hơn.Một nguyên tắc của ngón tay cáiđề nghị
tăng 1% trong giá dầu sẽ dẫn đến một sự gia tăng 0,01-0,02% trong tổng số HICP doảnh hưởng trực

tiếp của giá dầu 11. Một thực tế phần nào đáng kinh ngạc là các hiệu ứng trên xử lýgiá lương thực là
khoảng hai lần lớn như giá tiêu dùng khác là do mộtmạnh mẽ hơn tác động của PPI năng lượng và
hàng hóa trung gian về thành phần này của các HICP. Điều nàycó thể phản ánh hàm lượng năng
lượng tương đối cao trong sản xuất thực phẩm.
Biểu đồ 6 Số nhân tác động của giá cả hàng hóa năng lượng
(chênh lệch so với sau tăng 1% trong giá cả mặt hàng năng lượng)
Ảnh hưởng của gia tăng 1% giá Ảnh hưởng của gia tăng 1% giá
sản xuất mặt hàng năng lượng tiêu dùng mặt hàng năng lượng
(chênh lệch từ đường cơ sở) (chênh lệch từ đường cơ sở)
Trang 9
Nhóm 25 Giảng viên: TS. Nguyễn Khắc Quốc Bảo
Tác động của giá tiêu dùng theo mô hình của chúng tôi xấp xỉ phù hợp với các mô hình lớn
khác nhau khi tính đến thực tế rằng ở đây chúng tôi chỉ xem xét các chỉ số giá tiêu dùng hài hòa
không bao gồm thực phẩm chưa qua chế biến và năng lượng. Đặc biệt, AWM ECB, QUEST EC,
NiGEM và Interlink OECD dự đoán tác động năm đầu tiên của sự gia tăng 50% giá tiêu dùng dầu
0,3% đến 0,6%, và lũy kế 0,5% đến 1,0% tác động qua 3 năm. Cao hơn đáng kể so với 0,3% chúng
tôi sẽ nhận cho sự gia tăng 50% giá cả năng lượng trên chỉ số giá tiêu dùng hài hòa không bao gồm
thực phẩm chưa qua chế biến và năng lượng sau 4 năm, nhưng xấp xỉ phù hợp với kết quả của chúng
tôi khi tăng thêm 0,5% -1,0% do ảnh hưởng trực tiếp của năng lượng trên chỉ số giá tiêu dùng hài
hòa tổng thể. Nhìn vào các kết quả từ các mô hình quy mô nhỏ, Hahn (2003) cho thấy rằng gia tăng
50% giá dầu dẫn đến gia tăng 0,9% giá tiêu dùng tổng thể sau 1 năm, 1,6% sau 2 năm và 2,2% sau 3
năm, cao hơn so với các kết quả trên.
Một đặc trưng của phương pháp tiếp cận của chúng tôi là, không giống như các mô hình
khác, chúng tôi ước tính tác động của hàng hóa năng lượng và phi năng lượng một cách riêng biệt và
chúng tôi tiếp tục chia phần sau thành giá thực phẩm và nguyên liệu thô công nghiệp. Điều này đặc
biệt quan trọng trong phân tích chuỗi giá cả của chúng tôi, như giá cả hàng hóa khác nhau có thể có
một tác động khác nhau trên các thành phần giá cả riêng lẻ.
Các kết quả về giá cả mặt hàng thực phẩm được trình bày trong Biểu đồ 7. Ảnh hưởng mạnh
nhất là chỉ số giá sản xuất hàng tiêu dùng (khoảng 0,02% sau 16 quý, với hầu hết các tác động đến
trong năm đầu tiên), trong khi giá cả hàng thực phẩm thì không đáng kể đối với hai thành phần chỉ

số giá sản xuất khác.
Biểu đồ 7 Số nhân tác động của giá cả hàng thực phẩm
(chênh lệch so với sau tăng 1% trong giá cả hàng thực phẩm)
Ảnh hưởng của gia tăng 1% giá Ảnh hưởng của gia tăng 1% giá
sản xuất hàng thực phẩm tiêu dùng hàng thực phẩm
(chênh lệch từ đường cơ sở) (chênh lệch từ đường cơ sở)
Chuyển sang giá cả tiêu dùng, ảnh hưởng mạnh nhất cho giá thực phẩm chế biến, thông qua tác
động trực tiếp và thông qua ảnh hưởng dây chuyền giá cả từ chỉ số giá sản xuất hàng tiêu dùng. Đối
với các thành phần giá tiêu dùng khác, ảnh hưởng hầu như giống hệt nhau và tăng dần về một tác
động ít hơn 0,01% sau 8 quý. Sử dụng bình quân gia quyền cho CPEX cho thấy tác động của
0,010% sau 16 quý, có phần lớn hơn tác động về giá cả hàng hóa năng lượng.
Biểu đồ 8 cho thấy số nhân tác động của 1% gia tăng trong giá nguyên liệu công nghiệp thô. Theo
dự kiến, ảnh hưởng mạnh nhất trên chỉ số giá sản xuất hàng hóa trung gian (0,11% sau 4 quý), trong
Trang 10
Nhóm 25 Giảng viên: TS. Nguyễn Khắc Quốc Bảo
khi ảnh hưởng trên chỉ số giá sản xuất hàng tiêu dùng thì nhỏ hơn và dần dần (0,03% sau 8 quý) và
không có ảnh hưởng về chỉ số giá sản xuất năng lượng. Về mặt giá tiêu dùng, ảnh hưởng mạnh nhất
về thực phẩm chế biến (0.023% sau 16 quý), và hơi nhỏ hơn cho giá cả hàng công nghiệp phi năng
lượng (0,016% sau 16 quý) và dịch vụ (0,009% sau 16 quý). Hầu hết các ảnh hưởng đến sau khoảng
10 quý, tức là hơi chậm hơn so với giá sản xuất.
Biểu đồ 8 Số nhân tác động của giá cả nguyên liệu thô ngành công nghiệp
(chênh lệch so với sau tăng 1% trong giá cả nguyên liệu thô)
Ảnh hưởng của gia tăng 1% giá sản xuất Ảnh hưởng của gia tăng 1% giá tiêu dùng
nguyên liệu thô ngành công ngiệp nguyên liệu thô ngành công ngiệp
(chênh lệch từ đường cơ sở) (chênh lệch từ đường cơ sở)
Lấy ảnh hưởng của giá năng lượng, thực phẩm và nguyên vật liệu thô công nghiệp với nhau, biểu đồ
9 cho thấy tác động của tăng 1% đồng thời trong giá cả tất cả các hàng hóa. Hiệu ứng này chỉ đơn
giản là thu được bằng cách thêm các hệ số tác động của giá cả hàng hóa riêng lẻ như trên. Hiệu quả
tổng thể về chỉ số giá sản xuất là mạnh nhất cho thành phần năng lượng (0,26% sau 16 quý), tiếp
theo là thành phần các hàng hóa trung gian (0,15% sau 16 quý) mà một phần của hiệu ứng là do ảnh

hưởng trực tiếp của giá nguyên vật liệu công nghiệp thô và một phần do ảnh hưởng gián tiếp của giá
cả hàng hóa năng lượng. Hiệu ứng về giá sản xuất hàng tiêu dùng khoảng 0,06% sau 16 quý, bắt
nguồn từ ảnh hưởng trực tiếp của giá cả hàng hóa năng lượng và thực phẩm và ảnh hưởng gián tiếp
của giá cả hàng hóa năng lượng thông qua giá sản xuất năng lượng và giá nguyên vật liệu công
nghiệp thô thông qua giá thành sản xuất hàng hóa trung gian. Hiệu ứng về giá tiêu dùng mạnh nhất
cho thành phần thực phẩm chế biến (0,06% sau 16 quý), do ảnh hưởng tương đối mạnh mẽ của giá
cả hàng thực phẩm trực tiếp và gián tiếp. Tác động về giá cả hàng công nghiệp phi năng lượng và
dịch vụ là 0,03% và 0,02% sau 16 quý, tương ứng. Lấy các thành phần CHỈ SỐ GIÁ TIÊU DÙNG
HÀI HÒA với nhau, hiệu ứng tổng hợp về CHỈ SỐ GIÁ TIÊU DÙNG HÀI HÒA không bao gồm
thực phẩm chưa chế biến và năng lượng là khoảng 0,03% sau 16 quý.
Tác động lớn này của những thay đổi về giá hàng hóa tổng hợp so với tác động của những thay đổi
về giá cả hàng hóa năng lượng (như được sử dụng bởi hầu hết các nghiên cứu khác) cho thấy rằng
người ta sẽ bỏ qua các biến quan trọng trong quyết định giá sản xuất và tiêu dùng khi không đưa
chúng vào tính toán.
Biểu đồ 9 Số nhân tác động của giá cả hàng hóa tổng hợp
(chênh lệch so với sau tăng 1% trong giá cả hàng hóa tổng hợp)
Ảnh hưởng của gia tăng 1% Ảnh hưởng của gia tăng 1%
Trang 11
Nhóm 25 Giảng viên: TS. Nguyễn Khắc Quốc Bảo
giá sản xuất hàng hóa tổng hợp giá tiêu dùng hàng hóa tổng hợp
(chênh lệch từ đường cơ sở) (chênh lệch từ đường cơ sở)
Một lần nữa, chúng tôi kiểm tra lại các kết quả bằng cách sử dụng bảng số liệu đầu vào-đầu
ra của ba thành phần chỉ số giá sản xuất và giá tiêu dùng tổng thể. Bảng 6 cho thấy tỷ lệ đầu vào
nhập khẩu của từng mặt hàng được phân tích ở trên chia cho tổng sản lượng đầu ra của từng ngành
(cột đầu tiên), bằng cách sử dụng cùng một nguồn số liệu như trong Bảng 5. Cột thứ hai cho thấy tác
động của tăng 1% trong giá của từng mặt hàng sau 4 năm, theo kết quả ước tính.
Rõ ràng, tỷ lệ các mặt hàng năng lượng nhập khẩu trong tổng sản lượng đầu ra của ngành năng
lượng là cao nhất (26%), trong khi đó các ngành khác nhỏ hơn nhiều. Mặt hàng thực phẩm xuất hiện
là một đầu vào quan trọng để sản xuất hàng tiêu dùng. Cuối cùng, nguyên liệu thô ngành công
nghiệp là quan trọng nhất cho việc sản xuất hàng hóa trung gian. Nó gây ấn tượng mạnh tương tự

như ước tính của chúng tôi về các tỷ lệ này, cả về tác động tương đối và kích cỡ, mà chỉ ra rằng ước
tính của chúng tôi dường như nắm bắt rất tốt chuỗi giá cả của nền kinh tế.
Bảng 6: Tỷ lệ hàng hóa nhập khẩu đầu vào so với kết quả ước tính tăng 1% trong giá cả hàng
hóa
Vì các lỗi chuẩn của hồi quy chỉ hiển thị sự không chắc chắn xung quanh ước lượng điểm của chúng
tôi và không thể hiện việc truyền tải thông qua chuỗi giá cả, chúng tôi đã sử dụng chương trình mồi
để có được các dải số tin cậy xung quanh các số nhân tác động của chúng tôi. Những dải số tin cậy
này thu được theo cách sau: dùng như một ví dụ thành phần chỉ số giá sản xuất hàng tiêu dùng, đầu
Trang 12
Nhóm 25 Giảng viên: TS. Nguyễn Khắc Quốc Bảo
tiên chúng tôi ước tính các phương trình cho chỉ số giá sản xuất năng lượng và hàng hóa trung gian,
đang nằm ở giai đoạn đầu của dây chuyền sản xuất, và tính toán hệ số tác động của chúng. Sau đó,
chúng tôi ước tính phương trình đối với chỉ số giá sản xuất hàng tiêu dùng, lưu trữ các số dư của
phương trình này và tính toán số nhân tác động. Sau đó chúng tôi sắp xếp lại một cách ngẫu nhiên
các số dư của phương trình chỉ số giá sản xuất hàng tiêu dùng cho mỗi quốc gia trong bảng điều
khiển, áp dụng chúng với các giá trị được trang bị và tái ước tính phương trình với những dữ liệu đã
nạp đối với chỉ số giá sản xuất hàng tiêu dùng để có được một phiên bản thứ hai của số nhân tác
động cho thành phần này. Sau 10.000 lần lặp lại quy trình này, chúng tôi đưa ra một khoảng trên
dưới 2,5% tổng số 10.000 số nhân tác động cho thành phần này (được sắp xếp bởi những tác động
sau 16 quý) và từ đó có được một dải số tin cậy 95%. Các kết quả về giá sản xuất được thể hiện
trong Biểu đồ 10, kết quả về giá tiêu dùng trong Biểu đồ 11. Mỗi dòng cho thấy tác động của một
biến sốc (Neer, giá cả năng lượng, giá cả lương thực và giá nguyên liệu công nghiệp thô) trên một
thành phần của cả chỉ số giá sản xuất và chỉ số giá tiêu dùng hài hòa.
Biểu đồ 10 Dảy số tin cậy đối với giá sản xuất
(chênh lệch so với sau tăng 1% trong tỷ giá hối đoái hiệu quả, giá năng lượng hoặc giá cả hàng hóa
phi năng lượng)
Trang 13
Nhóm 25 Giảng viên: TS. Nguyễn Khắc Quốc Bảo
Biểu đồ 11: Dải số tin cậy đối với giá tiêu dung
(chênh lệch so với sau tăng 1% trong tỷ giá hối đoái hiệu quả, giá năng lượng hoặc giá cả hàng hóa

phi năng lượng)
Trang 14
Nhóm 25 Giảng viên: TS. Nguyễn Khắc Quốc Bảo
Có một số kết luận có thể được rút ra từ các khoảng tin cậy. Trước hết, kết quả cho thấy các ước
lượng hệ số tác động khác nhau đáng kể từ con số không ở mức 5% trong tất cả các trường hợp
ngoại trừ tác động của giá nguyên vật liệu công nghiệp thô lên giá tiêu dùng hàng công nghiệp phi
năng lượng, mà các dải số tin cậy bao gồm cả số không từ 3 đến 7 quý. Thứ hai, do cách tiếp cận phi
tiêu chuẩn của ước lượng số nhân tác động dọc theo chuỗi giá cả, một số mô phỏng nằm bên ngoài
các dải số tin cậy. Đây là trường hợp đối với tác động của giá nguyên vật liệu công nghiệp thô lên
giá sản xuất của hàng tiêu dùng (trong năm thứ nhất), và đối với tác động của giá nguyên liệu thô
công nghiệp lên chỉ số giá tiêu dùng hài hòa hàng công nghiệp phi năng lượng, mà mô phỏng này
gần với dải số trên trong 3 năm đầu và vượt quá dải số sau đó. Thứ ba, các phản ứng được báo cáo
trong biểu đồ 6-9, được hiển thị ở đây màu tím, là khoảng ở giữa của khoảng tin cậy đối với hầu hết
các mô phỏng, ngoại trừ đối với hầu hết các mô phỏng về giá sản xuất hàng tiêu dùng và tỷ giá hối
đoái và giá nguyên vật liệu công nghiệp thô tác động lên giá cả hàng công nghiệp phi năng lượng.
4. Kết luận
Các phân tích chuỗi giá cả đối vối giá sản xuất và tiêu dùng cho thấy mối liên hệ quan trọnggiữa các
giai đoạn giá khác nhau trong khu vực đồng tiền chung châu Âu, qua đó chứng minh rằngcú sốc bên
ngoài, chẳng hạn như sự gia tăng giá cả hàng hóa và sự biến động tỷ giá hối đoái,chuyển tuần tự cho
người tiêu dùng. Các liên kết này thường không bị thu hút bởi các mô hình kinh tế vĩ mô mà có lẽ là
lý do tại sao mô hình nhỏ và định giá từng phần của chúng tôi vẫn còn có khả năng tái tạo các kết
Trang 15
Nhóm 25 Giảng viên: TS. Nguyễn Khắc Quốc Bảo
quả tương tự. Thứ hai, sự bao gồm của giá cả hàng hóa phi năng lượngtrong phân tích cho thấy rằng
đây là những yếu tố quyết định khá quan trọng của giá khu vực của đồng euronhưng đến nay đã bị
bỏ ra ngoài các phân tích trong tài liệu hiện có. Thứ ba,sự khác biệt giữa giá cả hàng hóa và dịch vụ
đưa ra một cái nhìn tinh tế hơn về các yếu tố quyết định giá này, có thể giúp hiểu rõ hơn về những
thuyết minh của mình.
Kết quả của chúng tôi cho thấy rằng một cú sốc đối với tỷ giá hối đoái danh nghĩa của đồng euro có
ảnh hưởng trực tiếpđến hầu hết các thành phần chỉ số giá tiêu dùng hài hòa, nhưng cũng có tác động

gián tiếp thông qua các thành phần giá sản xuất.Nhìn chung, kích thước và thời gian của những hiệu
ứng này tương tự như những gì đã được tìm thấy trong cáctài liệu ở cấp độ tổng thể khi đưa vào tính
toán mà chúng tôi đã sử dụng các chỉ số giá tiêu dùng hài hòa không bao gồm thực phẩm chưa qua
chế biến và năng lượng trong các ước tính của chúng tôi. Trong khi đó, các cú sốc về giá cả năng
lượng và thực phẩmvà nguyên vật liệu công nghiệp thô có ảnh hưởng trực tiếp đến giá thành sản
xuấtvà qua đó tác động gián tiếp lên giá cả, thông qua các thành phần này, đến giá tiêu dùng, ngoại
trừ giá cả mặt hàng thực phẩmcũng có tác động trực tiếp đến giá tiêu dùng thực phẩm chế biến.
Cáckết quả ước tính phù hợp với tỷ lệ nhập khẩu của từng ngành bởi sản lượng của nó được đo bằng
bảng số liệu đầu vào-đầu ra. Một phân tích về các khoảng tin cậy cho thấy rằng đối với hầu hết các
mô phỏng, các dải số tin cậy là tương đối hẹp trong hầu hết các trường hợp và chỉ ra rằng chuỗi giá
cả đang hoạt độngbằngphương thức dự kiến. Cần lưu ý rằng nghiên cứu nàykhông đưa vào tính toán
phản ứng của chính sách tiền tệ đối với sự gia tăng lạm phát.
Trang 16