BỘ GIÁO DỤC VÀ ĐÀO TẠO
TRƯỜNG ĐẠI HỌC KINH TẾ THÀNH PHỐ HỒ CHÍ MINH
VIỆN ĐÀO TẠO SAU ĐẠI HỌC
   SỰ TRUYỀN DẪN TỶ GIÁ
CÓ PHỤ THUỘC VÀO SỰ ỔN ĐỊNH CỦA
KINH TẾ VĨ MÔ KHÔNG?

GVHD: GS. TS TRẦN NGỌC THƠ
NHÓM THỰC HIỆN: NHÓM 3
LỚP: NGÂN HÀNG ĐÊM 1
KHÓA: 22 TPHCM. Tháng 08 năm 2013
GVHD:GS.TS. Trn Ngc Th

Nhóm3 - K22 - NH Đêm 1 Page 1 DANH SÁCH THÀNH VIÊN

hiểu là mức % thay đổi giá trong nước tính bằng đồng tiền của nước nhập khẩu khi tỉ giá
tiền tệ giữa các đối tác thương mại thay đổi 1%
Theo Goldberg và Knetter (1997), ERPT được xác định như là “Phần trăm thay
đổi giá nhập khẩu tính bằng đồng nội tệ khi tỷ giá giữa các nước xuất khẩu và nhập khẩu
thay đổi 1%”
Hay hiệu ứng truyền dẫn tỉ giá chính là độ co dãn của giá trong nước so với tỉ giá.
Có 2 khía cạnh: Mối tương quan giữa giá hàng nhập khẩu và tỉ giá và tác động của tỉ giá
đến mức giá chung (ví dụ: thông qua chỉ số giá tiêu dùng CPI)
1.1.2. Nguyên nhân của ERPT:
Ngay từ năm 1953, khi bảo vệ cơ chế tỉ giá thả nổi, Milton Friedman đã dựa trên
lập luận rằng, cơ chế tỉ giá thả nổi có thể làm thay đổi nhanh chóng giá tương đối giữa
các quốc gia: “Tăng tỉ giá, làm giá hàng hóa nước ngoài trở nên rẻ hơn khi tính bằng nội
tệ, ngay cả khi giá của chúng tính bằng ngoại tệ không thay đổi, và hàng hóa trong nước
trở nên đắt hơn khi tính bằng ngoại tệ, ngay cả khi giá của chúng không thay đổi nếu tính
bằng nội tệ. Điều này làm tăng nhập khẩu và giảm xuất khẩu”
GVHD:GS.TS. Trn Ngc Th

Nhóm3 - K22 - NH Đêm 1 Page 3

Tại sao tỉ giá có thể tác động đến giá trong nước của một quốc gia?
Có tối thiểu ba kênh mà thông qua đó, giá tiêu dùng thích ứng với những thay đổi
của tỉ giá danh nghĩa: trực tiếp, gián tiếp và đầu tư trực tiếp nước ngoài
Kênh truyền dẫn trực tiếp: thay đổi trực tiếp giá cả các hàng hóa nhập khẩu
trung gian và nhập khẩu tiêu dùng cuối cùng do thay đổi tỉ giá.
Kênh truyền dẫn gián tiếp: dựa trên giả thuyết về sự thay thế lẫn nhau của hàng
hóa sản xuất trong nước và hàng hóa nhập khẩu. Bao gồm sự thay thế giữa hàng hóa sản
xuất trong nước và hàng hóa nhập khẩu tiêu dùng cuối cùng trên thị trường nội địa (sự
thay thế bên trong) và trên thị trường nước ngoài (sự thay thế bên ngoài).
Hiệu ứng FDI: Sự giảm giá mạnh của đồng nội tệ làm giảm mạnh cầu đối với
nhiều loại hàng hóa nhập khẩu và giảm mạnh tiền lương danh nghĩa tính bằng ngoại tệ.

có thể không dẫn đến thay thế nhiều giữa hàng hóa sản xuất trong nước và hàng hoá
sản xuất quốc tế, bởi vì giá cả tương đối của những mặt hàng không thay đổi nhiều
cho người sử dụng cuối cùng hoặc do không có hàng thay thế cho hàng nhập khẩu.
Tỷ trọng nhập lượng phi mậu dịch trong hàng hóa: Có những loại hàng hóa,
dịch vụ tuy đồng nhất nhưng mức giá vẫn chênh lêch nhau trên thế giới. Nguyên nhân
dẫn đến sự chênh lệch giá là do các loại hàng hóa này có tỷ trọng yếu tố đầu vào phi
mậu dịch lớn. McCallun & Nelson (1999) cho rằng khi đó, những thay đổi của tỷ giá
sẽ không tác động lớn đến giá trị hàng hóa tiêu dùng cuối cùng, bởi vì chúng chỉ tác động
đến một phần không lớn giá trị của hàng hóa.
Thị trường đồng nhất: Trong một nền kinh tế lớn, hiệu ứng lạm phát do sự giảm
tỷ giá nội tệ được kết hợp với sự giảm giá toàn cầu (do cầu thế giới giảm), từ đó
làm giảm ERPT. Trong một nền kinh tế nhỏ, một sự giảm tỷ giá nội tệ không ảnh
hưởng đến giá thế giới, do đó, ERPT phải là toàn phần (100%) trong mô hình này. Do
đó, ngay cả trong khuôn khổ mô hình đơn giản này (mô hình ủng hộ quy luật một
giá), ERPT không đồng nhất ở các quốc gia và sẽ cao hơn ở các nền kinh tế nhỏ so với
các nền kinh tế lớn. Điều này cho thấy rằng mặc dù thị trường có thể đồng nhất, ước
tính hiệu ứng ERPT có thể xuất hiện không đầy đủ.
Phân khúc thị trường và định giá thị trường (pricing to market-PTM): định giá thị
trường được định nghĩa là sự thay đổi % trong giá sản phẩm của nước xuất khẩu theo
đồng tiền của nước xuất khẩu do một sự thay đổi trong tỷ giá hối đoái %. Như vậy, mức
độ của định giá thị trường lớn hơn, thì mức độ của hiệu ứng ERPT thấp hơn. Các công ty
có sức mạnh độc quyền bán các sản phẩm khác biệt, có động cơ để bán lại với giá khác
nhau tại các thị trường có sở thích khác nhau. Trong một thị trường nhất định, quyền định
giá của họ được xác định bởi mức giá mà họ tính phải tương đối so với các đối thủ cạnh
tranh của họ. Thay đổi trong tỷ giá hối đoái ảnh hưởng đến mức giá tương đối và do đó
ảnh hưởng đến sức mạnh độc quyền và do quyết định giá của doanh nghiệp: kết quả là và
hiệu ứng ERPT có thể chỉ là một phần.
Sự khác biệt về chính sách tiền tệ: Hiệu ứng ERPT cũng có thể phụ thuộc vào
chính sách tỷ giá và chính sách tiền tệ của một quốc gia. Chính sách tiền tệ ổn định hơn
GVHD:GS.TS. Trn Ngc Th

- Chúng tôi phân tích hâu quả trực tiếp này bằng việc kiểm tra mối quan hệ
giữa môi trường kinh tế vĩ mô và mức độ của ERPT. Đầu tiền chúng tôi trình bày một mô
hình lý thuyết đơn giản trong đó chúng tôi cho rằng khả nằng ERPT có thế là không
GVHD:GS.TS. Trn Ngc Th

Nhóm3 - K22 - NH Đêm 1 Page 7

tuyến tính, trái ngược với ước lượng tuyến tính tìm thấy trong các các bài nghiên cứu.
Đặc biệt, ERPT có thể cáo hơn trong thời kỳ mà kinh tế vĩ mô không ổn định, như là
khủng hoảng tài chính hoặc khủng hoảng niềm tin. Chúng tôi kiểm tra giả thuyết này sử
dụng hồi quy chuyển đổi STR mô hình ERPT với dữ liệu của Mexico, cho thời kỳ từ
tháng 1 nằm 1992 đến tháng 12 năm 2005. Trường hợp của Mexico là khá quan trọng, thị
trường kinh tế mới nổi lớn nhất, và đối mặt với khủng hoảng trong những thập kỷ qua.
- Có rất ít nghiên cứu dựa trên vấn đề phi tuyến tính và bất cân xứng trong
ERPT. Do đó, bài nghiên cứu này điều tra thêm về nguồn tiềm năng khác về phi tuyến
tính của ERPT
1.3. Mục tiêu nghiên cứu:
- Kiểm tra mối quan hệ giữa môi trường kinh tế vĩ mô và mức độ của ERPT.
- Nghiên cứu thêm về nguồn tiềm năng khác về phi tuyến tính của ERPT.
1.4. Câu hỏi nghiên cứu:
- Mức độ của ERPT có thể phụ thuộc vào sự ổn định của tình hình kinh tế vĩ
mô?
- Vai trò của phi tuyến tính trong truyền dẫn tỷ giá hối đoái vào lạm phát tiêu
dùng đối với thị trường mới nổi?
1.5. Phương pháp nghiên cứu:
- Thời gian nghiên cứu: Thời gian từ khoảng từ tháng 1/1992 đến tháng
12/2005
- Dữ liệu nghiên cứu: thu thập dữ liệu hàng tháng ở Mêxico từ cơ sở dữ liệu
IFS của IMF
- Phương pháp nghiên cứu: Kiểm định nghiệm đơn vị (unit root test),

Giả định:
- Mức tăng giá tương ứng với sức ép nhu cầu về hàng hóa tại nước nhập
khẩu.
- Mức tăng giá phụ thuộc vào sự ổn định kinh tế vĩ mô của các nước nhập
khẩu, tức là khi nền kinh tế đối mặt với khủng hoảng tài chính thì ERPT sẽ cao hơn.
GVHD:GS.TS. Trn Ngc Th

Nhóm3 - K22 - NH Đêm 1 Page 9

Qua giả thuyết này có thể thấy là điều kiện kinh tế vĩ mô của quốc gia nhập khẩu
quyết định tỷ giá thay đổi truyền dẫn bao nhiêu vào trong giá. Trong giai đoạn môi
trường kinh tế vĩ mô ở quốc gia nhập khẩu xấu, công ty xuất khẩu yêu cầu có thể truyền
dẫn tỷ lệ lớn hơn những thay đổi trong chi phí để phòng ngừa khả năng vỡ nợ từ nhà
nhập khẩu. Trong thời kỳ điền kiện kinh tế vĩ mô tốt, công ty xuất khẩu có thể giảm
truyền dẫn để giữ ổn định thị trường xuất khẩu. Do đó, mức tăng giá có dạng:
(2)
Trong đó:
Y : Sức ép nhu cầu về hàng hóa trong nước nhập khẩu, và do đó có thể được xem
là tổng sản lượng
Z : mô tả phản ứng không tuyến tính trong điều kiện kinh tế vĩ mô nói chung. Mô
hình Z đặt trong điều kiện môi trường kinh tế vĩ mô xấu. Nói cách khác Z là dùng để đo
lường sự bất ổn của kinh tế vĩ mô.
ω(Z) có thể được xem là tăng theo cấp số nhân. Các công ty phản ứng nhiều hơn
với sự thay đổi tỷ giá nếu niềm tin của họ về nền kinh tế là thấp. Do đó, trong cuộc khủng
hoảng ERPT sẽ tăng lên. Từ (1) và (2) khử tuyến tính log (log-linearised) chúng ta sẽ
được

(3)
Phương trình (3) cho thấy có cả hai kênh của ERPT. Kênh đầu tiên được đưa ra
bởi các chỉ số anpha α và bị chặn giữa 0 và 1. Kênh thứ hai được đưa ra bởi hàm ω(Z) và

(6)
Trong đó:
P
CPI
là giá tiêu dùng
H đại diện cho phần khu vực không giao thương (nhà).
T là khu vực giao thương
Ø là một tham số bị chặn cho thấy sự tham gia của từng ngành trong chỉ số CPI

Từ phương trình (6) chúng ta có thể suy ra phương trình lạm phát cho nền kinh tế
trong đó π là lấy sai phân log (log- difference) của các mức giá :

GVHD:GS.TS. Trn Ngc Th

Nhóm3 - K22 - NH Đêm 1 Page 11

(7)
Theo các tài liệu về sự tồn tại và tầm quan trọng của lạm phát cho hành vi quán
tính của nó, giả định cùng độ trể cho cả hai khu vực có giao dịch và không giao dịch, ta
có:
(8)
(9)
Phương trình (8) cho thấy giá phụ thuộc vào chênh lệch sản lượng và lạm phát
trong quá khứ. Phương trình (9) cho thấy giá khu vực giao thương, về cơ bản theo
phương trình (5) nhưng nó tính đến tính trì trệ (tính ì). Thay thể (8) và (9) vào (7) ta có:

(10)

Sắp xếp lại phương trình (10), ta có:
(11)

-c)})
-1
] (13)

Theo Christopoulos và León-Ledesma (2007), mô hình LSTR có các hệ số phi
tuyến có giá trị khác nhau tùy thuộc vào quá trình chuyển đổi cao hay thấp:
Nếu (st-c)-> -∞ thì hệ số là β1
Nếu (st-c)-> +∞ thì hệ số là β1+β2
Nếu st=c thì hệ số là (β1+β2)/2
Chúng tôi thực hiện theo các phương pháp tiếp cận mô hình của Lundbergh et al.
(2000), van Dijk, Terasvirta và Franses (2002) và Terasvirta (2004). Theo các bước:
 Thứ nhất, kiểm tra giả thuyết không tồn tại tính phi tuyến tính của mô hình
tuyến tính cơ bản. Nếu bác bỏ giả thuyết này thì chấp nhận mô hình tuyến tính. Ngoài ra,
ước lượng mô hình bị bác bỏ nhiều nhất.
 Sau đó, đánh giá mô hình ước lượng cho biến bị bỏ sót (vẫn thuộc phi
tuyến tính)
Nếu mô hình này thất bại trong những kiểm tra này, một mô hình mở rộng được
phân tích. Chúng tôi áp dụng kiểm tra LM3 với giả thiết không tồn tại tính tuyến tính là
đối nghịch với LSTR không tuyến tính.
Sau khi kiểm tra sự tuyến tính, chúng tôi sử dụng bình phương bé nhất phi tuyến
tính để ước lượng các tham số của mô hình.
Mô hình theo dạng sau:
GVHD:GS.TS. Trn Ngc Th

Nhóm3 - K22 - NH Đêm 1 Page 13 π
t
=β

+


n
oi
β
4,i
Δe
t-i
+(β
0
*
+


n
oi
β
4
*
,i
Δe
t-i
).
G(s
t
;γc)+ε
t
(14)


 Liên quan đến dữ liệu của EMBI + spreads, chỉ có dữ liệu từ tháng 1 năm
1995, nên sự ước lượng này sử dụng cho thời gian ngắn hơn.
 Loại trừ dữ liệu về lãi suất thực và EMBI + spreads, các dữ liệu được
chuyển sang dạng logs.
Sự thay đổi khác nhau trong 12 tháng
Bảng 1: Kiểm định nghiệm đơn vị
Lags

ADF

KPSS

DF-GLS

Exchange rate ( e)10

0.00
**

0.26

-2.00
**

Domestic Inflation (
π
)


2

0.12

0.16

-3.86
**

Ghi chú: Độ trễ được xác định theo tiêu chuẩn của Schwarz Criterion
ADF kiểm định nghiệm đơn vị p với tính dừng
KPSS kiểm định biến trong mô hình LM tính không dừng
DF-GLS kiểm định t với tính dừng
Sử dụng một cùng khoảng thời gian về kiểm định về lạm phát trong cả 3 kiểm định
Với mức ý nghĩa 5% và 10%

Kiểm định đơn vị loại bỏ sự chênh lệch về giá cả trong dữ liệu 12 tháng trên (theo
bảng 1) .
Bởi vì các biến này còn có nhiều tranh cải về vấn đề đồng liên kết nên chúng tôi
đã lựa chọn theo tiêu chuẩn thực hành trong các tài liệu và ước lượng mô hình trong sự
khác biệt).
Ngoài ra, sự lựa chọn của chúng tôi cũng phản ánh một thực tế rằng việc phân tích
tập trung vào các động lực ngắn hạn là trái ngược với với mối quan hệ cân bằng dài hạn
giữa các biến, cũng như tính đến thời kỳ mẫu ngắn được xem xét.
3.3. Kết quả nghiên cứu
GVHD:GS.TS. Trn Ngc Th

Nhóm3 - K22 - NH Đêm 1 Page 15


**
π
t-1
– 0.493
**
π
t-2
+ 0.086 π
t-3
– 0.011Δy
t
– 0.003Δp
t
imp
+
0.040
**
Δe
t
– 0.010Δe
t-1
+ 0.016
*
Δe
t-2
– 0.018Δe
t-3
– 0.007Δe
t-4
+ (-0.002

t-1
-6.873)}
-1
)
R
2
= 0.999; Sigma = 0.0036; AIC = -11.174; AR (4) = 0.503; RNL = 0.152
Kết quả sử dụng biên độ EMBI + spreads như biến chuyển đổi là:
π
t
= 0.002
**
+ 1.322
**
π
t-1
– 0.428
**
π
t-2
+ 0.058π
t-3
+ 0.018Δy
t
– 0.009
**
Δp
t
imp
+

t-1
,y,c) + υ
t
LSTR: G(EMBI
t-1
,y,c) = (1 + exp {-4
*
(EMBI
t-1
– 760,8
**
)}
-1
)
R
2
= 0.999; Sigma = 0.0035; AIC = -11.174; AR(4) = 0.336; RNL = 0.921
* biểu thị ý nghĩa ở mức 10%, và ** biểu thị ý nghĩa ở mức 5%; Sigma là sai số
chuẩn của hồi quy; AIC là Akaike Information Criteria; AR (4) là một bài kiểm tra tương
quan với 4 độ trễ và RNL là một LM-thử nghiệm cho phi tuyến còn lại trong mô hình.
Hình 1: Biến chức năng và biến chuyển đổi
GVHD:GS.TS. Trn Ngc Th

Nhóm3 - K22 - NH Đêm 1 Page 16
ERPT dài hạn được tính như sau:

Theo cả hai thông số kỹ thuật, ước tính ERPT dài hạn là khoảng 1, i.e., tức là,

- ERPT đối với giá nhập khẩu thì mạnh hơn đối với giá sản xuất, giá tiêu
dùng. Nguyên nhân do việc đo lường mức độ ERPT là CPI chứa đựng nhiều hàng hóa phi
thương mại (non - tradable goods) mà theo lý thuyết, giá cả của mặt hàng phi thương mại
này không bị ảnh hưởng trực tiếp bởi tỷ giá hối đoái.
4. KẾT LUẬN:
Chúng tôi đã phân tích vai trò của phi tuyến tính trong truyền dẫn tỷ giá hối đoái
vào lạm phát tiêu dùng đối với thị trường mới nổi. Trong cách tiếp cận của chúng tôi, phi
tuyến tính xuất hiện là kết quả của sự bất ổn kinh tế vĩ mô, chứ không phải là bất đối
xứng về dấu hiệu và kích thước của thay đổi tỷ giá như trong các tài liệu trước đó. Chúng
tôi trình bày lập luận này trong mô hình tăng giá ( mark-up) đơn giản của giá nhập khẩu.
Trong điều kiện kinh tế khó khăn, các công ty không có động cơ để thích nghi
trong việc gia tăng chi phí trong lợi nhuận của họ mà do đó dẫn đến ERPT cao hơn. Từ
mô hình này, chúng tôi đưa ra mô hình phi tuyến tính thực nghiệm sử dụng hồi quy
chuyển đổi đồng nhất (smooth transition regressions). Mô hình này sau đó được áp dụng
cho dữ liệu Mexico từ tháng 1 năm 1992 đến tháng 12 năm 2005
Kết quả của chúng tôi cho thấy rằng ERPT dường như phụ thuộc vào việc đo lường
sự bất ổn kinh tế vĩ mô (EMBI +spreads). Nghĩa là, ERPT xuất hiện là rất phi tuyến và
phụ thuộc vào các biện pháp của niềm tin thị trường (market confidence). Nói cách khác,
cuộc khủng hoảng kinh tế do các chính sách kinh tế vĩ mô kém có thể dẫn đến sự gia tăng
trong ERPT. Mặt khác, môi trường ổn định hơn có thể giải thích cho sự sụt giảm trong
ERPT. Mặc dù chúng tôi không tin rằng đây là kết quả duy nhất của ERPT ở Mexico và
các nước mới nổi khác, kết quả của chúng tôi cho thấy việc áp dụng đúng đắn các chính
sách trong thị trường mới nổi, chẳng hạn như đưa ra mức lạm phát mục tiêu