1 Nhóm 13 - NHĐêm2 - K22
1. Tạ Thị Lê Na
2. Nguyễn Thị Tâm Thương
3. Bùi Thị Thúy Vân
HIỆU ỨNG
TRUYỀN DẪN
TỶ GIÁ HỐI ĐOÁI
VÀO CÁC CHỈ SỐ GIÁ
TRONG
THỊ TRƯỜNG MỚI NỔI
bởi Michele Ca’ Zorzi , Elke Hahn
và Marcelo Sánchez

GVHD: TS. NGUYỂN KHẮC QUỐC BẢO


3

Tóm tắt
Bài nghiên cứu xem xét mức độ truyền dẫn tỷ giá hối đoái vào các chỉ số giá ở 12 thị
trường mới nổi khu vực Châu Á, Mỹ Latin, Trung và Đông Âu. Kết quả bài nghiên cứu
dựa trên mô hình véc tơ tự hồi quy (VAR), có phần nào khác biệt với những nghiên cứu
trước đây, rằng hiệu ứng ERPT ở các nước có nền kinh tế mới nổi luôn luôn cao hơn các
nước phát triển. Đối với thị trường mới nổi chỉ số lạm phát là một con số (đặc biệt là các
nước Châu Á), mức độ truyền dẫn tỷ giá hối đoái vào giá nhập khẩu và giá tiêu dùng là
thấp và không giống với các nước phát triển. Nghiên cứu này cũng tìm thấy bằng chứng
về mối tương quan chặt chẽ giữa mức độ truyền dẫn và lạm phát, phù hợp với giả thuyết
của Taylor, sau khi loại trừ phân tích hai nước (Argentina và Thổ Nhĩ Kỳ). Tóm lại, mối
tương quan giữa chính sách mở cửa nền kinh tế và truyền dẫn tỷ giá hối đoái tuy hợp lý
về mặt lý thuyết, nhưng về tính thực nghiệm thì còn thấp.
Từ khóa: Hiệu ứng truyền dẫn tỷ giá hối đoái, thị trường mới nổi

hình VAR đệ quy, các biến được sử dụng là các biến sai phân bậc nhất để đảm bảo tính
dừng của các biến. Chúng tôi tiến hành thực hiện phân tích độ nhạy để đưa ra thứ tự các
biến thích hợp. Chúng tôi ước lượng mô hình cho các nền kinh tế phát triển, cụ thể là khu
vực đồng Euro, Mỹ và Nhật Bản, và lấy đó để làm chuẩn cho mục đích so sánh.
Kết quả cho thấy ERPT là giảm dần theo chuỗi giá (giá nhập khẩu – giá sản xuất – giá
tiêu dùng) , cụ thể là sự truyền dẫn tỷ giá hối đoái đến giá nhập khẩu là lớn hơn giá giá
tiêu dùng. Bên cạnh đó, hiệu ứng ERPT là rất khiêm tốn (thấp) ở các nước phát triển, đặc
biệt là đối với Mỹ và giá tiêu dùng của Nhật Bản. Những cú sốc tỷ giá có vai trò không
lớn trong việc giải thích sự biến động trong CPI ở Mỹ và Anh trong cả khoảng thời gian 2

5

năm. Trong khi đó, ở Nhật Bản, vai trò của tỷ giá trong việc giải thích sự biến động của
CPI là lớn hơn.
Một vài nghiên cứu trước thì cho rằng hiệu ứng ERPT khu vực đồng Euro cao hơn Mỹ,
đối với cả giá tiêu dùng và nhập khẩu. Phân tích của chúng tôi phần nào đã phản bác lại
(trái ngược với) những nghiên cứu trước đây, rằng hiệu ứng ERPT ở các nước mới nổi
luôn luôn cao hơn các nước phát triển. Đối với các nền kinh tế mới nổi có lạm phát một
con số (hầu hết các nước Châu Á), hiệu ứng ERPT là thấp và không giống với các nước
phát triển. Tổng quát hơn, bài viết chứng minh được mối tương quan giữa hiệu ứng ERPT
và lạm phát, phù hợp với giả thuyết của Taylor đã đưa ra. Những kết quả nghiên cứu này
trở nên xác thực hơn chỉ sau khi hai nước ngoại biên (Argentina và Thổ Nhĩ Kỳ) được
loại trừ, bởi những khó khăn tiềm ẩn liên quan đến sự bất ổn nghiêm trọng của nền kinh tế
vĩ mô trong hai nước này. Tóm lại, mối tương quan giữa chính sách mở cửa nền kinh tế
truyền dẫn tỷ giá hối đoái tuy hợp lý về mặt lý thuyết, nhưng về tính thực nghiệm thì còn
thấp.
Bài báo sử dụng mô hình véc tơ tự hồi quy (VAR) để ước lương cấp độ ERPT giữa các

hướng toàn cầu hóa. Những thị trường mới nổi, với những đặc điểm riêng biệt đã làm nó
trở nên khó khăn hơn khi muốn ước lượng độ tin cậy của ERPT. Một số quốc gia Châu Á
thường xuyên theo đuổi chính sách linh hoạt nhằm mục đích kiểm soát tỷ giá. Các quốc
gia Trung và Đông Âu đã trải qua những biến đổi cơ bản của nền kinh tế trong những
năm 1990. Kết luận lại, Thổ Nhĩ Kỳ và một số quốc gia Châu mỹ Latin đã chịu ảnh
hưởng mạnh do những bất ổn kinh tế vĩ mô bởi tỷ lệ lạm phát cao và sự thay đổi tỷ giá
mạnh mẽ.
Những kết quả của chúng tôi chỉ hỗ trợ phần nào quan điểm về ERPT trong những thị
trường mới nổi cao hơn những nước phát triển ( sử dụng như một tiêu chuẩn Mỹ, khu vực
đồng Euro và Nhật). Cụ thể hơn, hiệu ứng truyền dẫn tác động đến giá tiêu dùng là khá
nhỏ. Bài viết này hỗ trợ tổng thể học thuyết của Taylor, chứng thực được mối tương quan
giữa hiệu ứng truyền dẫn và lạm phát trong thị trường mới nổi. Mối liên kết này mang ý
nghĩa thống kê để xác định những phối hợp khác nhau sau khi hai nước ngoại biên được
loại trừ. Như trong các tài liệu liên quan, có một mối tương quan yếu giữa sự sụt giảm tỷ
giá hối đoái và lạm phát xuất phát từ nghiên cứu trường hợp của những nước có nền kinh
tế mở cửa cao và những nước này chịu ít áp lực lên lạm phát sau khi sự mất giá lớn của
các đồng tiền của họ.
Phần còn lại của bài viết gồm : Phần 2 và 3 tổng quan về các nghiên cứu, mô tả phương
pháp nghiên cứu và dữ liệu của những nước mà chúng ta xét tới. Phần 4 trình bày những
kết quả thực nghiệm . Và cuối cùng là phần 5 bao gồm những kết luận chính.
2. Tổng quan các kết quả nghiên cứu trước đây
Công trình nghiên cứu về hiệu ứng truyền dẫn tỷ giá hối đoái vào các chỉ số giá đã được
phát triển trong hơn hai thập niên qua. Xuất phát từ nhiều quan điểm khác nhau, các
nghiên cứu thực nghiệm đã chứng thực vai trò của ERPT trong nền kinh tế nhỏ và lớn.
Các nghiên cứu được tiến hành ở những nước phát triển bao gồm Anderton (2003),
Campa and Goldberg (2004), Campa et al. (2005), Gagnon và Ihrig (2004), Hahn (2003),
Ihrig et al. (2006) và McCarthy (2000). Bên cạnh đó cũng có những nghiên cứu dành cho
nền kinh tế thị trường mới nổi, trong đó bao gồm sự so sánh chéo giữa các quốc gia như
Choudhri và Hakura (2006), Frankel et al. (2005) và Mihaljek et al. (2000).


cao và có nhiều cú sốc trong chính sách tiền tệ. Hiệu ứng truyền dẫn lớn đối với những
nước có thị phần nhập khẩu lớn và các cú sốc tỷ giá hối đoái dai dẳng hơn. Trong dài
hạn, Hufner và Schroder (2002) và Kikuchi và Sumner (2002) cho rằng hiệu ứng
ERPT là hoàn toàn. Những nghiên cứu gần đây như Kara và Ogunc (2005) cho thấy hiệu
ứng ERPT chậm lại và giảm sau khi áp dụng chế độ tỷ giá hối đoái thả nổi. Paul Castillo,
Luis R. Maertens Odría y Gabriel Rodríguez(2011) đo lường hiệu ứng ERPT giảm đáng
kể từ khi Peru áp dụng lạm phát mục tiêu.
Theo một cách truyền thống, các nhà kinh tế đã đơn giản hóa giả thuyết rằng các sản
phẩm và dịch vụ đồng nhất ở các nước khác nhau sẽ có cùng mức giá, nghĩa là sức mua

8

tương đương (Điều kiện ngang bằng sức mua -PPP). Tuy nhiên, theo thực nghiệm cho
thấy, giả định này nhìn chung không được ủng hộ, ít nhất là trong trường hợp nghiên cứu
ở các quốc gia nhỏ, trong ngắn và trung hạn. Phù hợp với bằng chứng này, nghiên cứu lý
thuyết, được phát triển trong hơn hai thập niên qua, đã tìm ra nhiều nguyên nhân khác
nhau lý giải vì sao ERPT tác động đến giá là chưa hoàn toàn. Nghiên cứu thực nghiệm đã
chứng tỏ rằng PPP không tồn tại trong ngắn hạn. Có rất nhiều lí do khiến ngang giá sức
mua không được duy trì liên tục do bên cạnh chênh lệch về lạm phát thì tỷ giá hối đoái
còn chịu rất nhiều ảnh hưởng của các nhân tố khác dẫn đến mô hình lí thuyết PPP trong
thế giới thực rất khó xảy ra với những giả định hoàn hảo như không có chi phí vận
chuyển, thuế quan và hạn ngạch, cạnh tranh hoàn hảo….
Dornbusch (1987) đã chứng minh sự truyền dẫn không hoàn toàn phát sinh ở các công ty
hoạt động trong thị trường cạnh tranh không hoàn hảo và điều chỉnh sự tăng giá để đáp
ứng với cú sốc tỷ giá. 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

mà những thay đổi tỷ giá thường kéo dài (tỷ giá ổn định hơn).
Các bằng chứng từ các nghiên cứu khác nhau hỗ trợ tổng thể cho giả thuyết Taylor. Mối
tương quan giữa mức độ truyền dẫn và lạm phát dường như mạnh hơn khi nghiên cứu thị
trường mới nổi (tham khảo bảng dữ liệu trong Choudhri và Hakura, 2006). Không có gì là
đáng ngạc nhiên khi lập luận lý thuyết của Taylor trở nên ý nghĩa hơn đối với trường hợp
tỷ lệ lạm phát cao.
3
Một yếu tố quan trọng khác quyết định ERPT, từ một quan điểm mang tính lý thuyết đó là
mức độ mở cửa thương mại của một nước. Những nước có nền kinh tế mở cửa cao và
chịu ít áp lực lên lạm phát (giá nhập khẩu và giá tiêu dùng) sau sự mất giá lớn của các
đồng tiền của họ. Tuy nhiên, vấn đề trở nên phức tạp hơn khi cho rằng lạm phát có thể tỷ
lệ nghịch với sự mở cửa nền kinh tế, như thực nghiệm được khám phá bởi Romer (1993)
4
.
Một sự thay đổi trong tỷ giá có thể được truyền trực tiếp hoặc gián tiếp đến giá cả. Kênh
truyền dẫn trực tiếp được điều khiển bởi khu vực bên ngoài nước như giá mặt hàng nhập
khẩu. Sự thay đổi trong giá nhập khẩu gần như được truyền dẫn vào giá sản xuất và tiêu
dùng của nền kinh tế nếu các nhà sản xuất tăng giá của họ phù hợp với sự tăng lên trong
giá nhập khẩu. Kênh truyền dẫn gián tiếp của tỷ giá đề cập đến cạnh tranh của hàng hóa
trên thị trường quốc tế. Một sự giảm sút trong tỷ giá làm cho sản phẩm nội địa trở nên rẻ
hơn đối với người tiêu dùng nước ngoài và hệ quả là tổng cầu và xuất khẩu sẽ tăng lên
đem đến sự tăng lên trong mức giá nội địa. Sự giảm sút trong tỷ giá về lâu dài sẽ đem đến
sự tăng lên trong mức giá còn sản lượng chỉ tăng lên tạm thời (Kahn 1987).
3
Điều đáng chú ý là hiệu ứng truyền dẫn tỷ giá cũng có thể cao hơn trong thị trường mới nổi bởi vì khu vực tư có ít
các công cụ bảo vệ hơn. Trong một thị trường cạnh tranh không hoàn hảo, nó hàm ý rằng tỷ giá hối đoái ảnh hưởng
nhiều hơn đến hành vi định giá. Định giá thị trường được định nghĩa là sự thay đổi % trong giá sản phẩm của nước


là quá
trình nhiễu trắng . Việc xác đinh các cú sốc cấu trúc được thực hiện bằng cách đưa những
biến được quan tâm vào một cách thích hợp và dùng phân tích Cholesky cho ma trận
phương sai của phần dư 

.
Như một điểm khởi đầu của việc phân tích, mô hình VAR sáu biến tương tự như của
McCarthy, 2000 và Hahn, năm 2003, phát triển. Mô hình VAR cơ bản áp dụng cho các
quốc gia khác nhau bao gồm chỉ số giá dầu, oil
t
, biến sản lượng y
t
, tỷ giá hối đoái e
t
, chỉ
số giá nhập khẩu pimp
t
, chỉ số giá tiêu dùng cpi
t
và lãi suất ngắn hạn i
t
. Tỷ giá hối đoái
và hai biến giá là các biến quan trọng trong phân tích của chúng tôi. Các biến sản lượng
và chỉ số giá dầu được thêm vào để mô tả tác động đến nền kinh tế. Việc đưa lãi suất trên
thị trường tiền tệ, bao gồm cả tác động của chính sách tiền tệ, ảnh hưởng đến quan hệ
truyền dẫn.
Trong mô hình cơ sở các biến được liệt kê ở trên. Ta sử dụng phương pháp đệ quy để xác
định những cú sốc ảnh hưởng đến biến tương ứng và các biến sau và đưa ra độ trễ, nhưng
không có tác động (ảnh hưởng) tới những biến trước. Đây là phương pháp để sắp xếp các

Quốc, vì không có thống kê giá tiêu dùng cùng với chuỗi giá nhập khẩu. Cuối cùng, lãi
suất ngắn hạn đại diện cho công cụ của chính sách tiền tệ. Mẫu được xác định bằng dữ
liệu sẵn có
6
, nó thay đổi giữa các nước (có phụ lục cho một mô tả chi tiết về các nguồn dữ
liệu, và các hàng đầu tiên trong Bảng 1 và 2 cho thời gian của mẫu thu thập).
Một bảng tóm tắt của các điều kiện kinh tế vĩ mô trung bình tại các thị trường mới nổi
trong giai đoạn mẫu được thể hiện trong Bảng 1. Lạm phát trung bình tương đối thấp ở
các nước châu Á, đặc biệt là trong các trường hợp của Đài Loan và Singapore. Hai nước
quản lý để kết hợp tăng trưởng GDP thực cao, lạm phát thấp và tỷ giá hối đoái danh nghĩa
hiệu dụng ổn định, cả về giá trị và về sự biến động. Trung và Đông Âu đã kết hợp tăng
trưởng sản lượng khoảng 2 và 3% là tỷ lệ tương đối cao và đang giảm lạm phát. Giảm
phát đã đạt được ghi nhận tại Cộng hòa Séc, trong bối cảnh nền kinh tế suy thoái kéo dài
trong một số năm sau khi cuộc khủng hoảng ngân hàng năm 1997. Trong giai đoạn xem
xét, sự trở lại với hệ thống nền kinh tế thị trường, Cộng hòa Séc, Hungary và Ba Lan, một
phần liên quan đến hiệu ứng Balassa-Samuelson, bị đánh giá thấp của giai đoạn đầu của
tái cơ cấu. 5
Quốc gia có kích thước tương đối lớn đã được loại trừ khỏi phân tích là Brazil, bởi vì các kết quả thu được
không hợp lý, mức độ biến động trong các dữ liệu cao và lạm phát hàng năm cao hơn 1000% trong suốt thời
gian giữa 1992Q1 và 1994Q4.
6
Chúng tôi lựa chọn nguồn dữ liệu từ những tổ chức quốc tế (Thống kê của IMF tài chính quốc tế, chỉ số kinh
tế chính OECDs ', và BIS, và nguồn khác) tiếp theo các nguồn trong nước (nguồn có sẵn thường xuyên thông
qua các nhà cung cấp tin dữ liệu quốc tế). Yêu cầu đặt ra là phải một bộ dữ liệu phù hợp và tránh gián đoạn dữ
liệu do lỗi trong quá trình tổng hợp dữ liệu.
quyết được vấn đề (xem, ví dụ, Favero, 2001). Nếu xảy ra đồng liên kết, dùng các phương
pháp cũ thì tham số không còn ý nghĩ nữa. Các VECM sẽ mang lại ước tính không phù
hợp nếu vector đồng liên kết sai được đưa vào mô hình.
7

Cụ thể hơn, mô hình VAR của các biến không dừng gồm các biến
∆oil
t
, ∆y
t
, ∆e
t
,
∆pimp
t
, ∆cpi
t

và cuối cùng, tùy thuộc vào kết quả kiểm định Unit root test, chọn
i
t
hoặc
∆i
t .
Tất cả các
mô hình được ước lượng với hằng số và biến giả theo mùa. Chiều dài độ trễ của VAR cho
mỗi quốc gia được xác định bằng cách nhìn vào các tiêu chí thông tin khác nhau cũng như

hay phương pháp khác (xem ví dụ Anderton, 2003, và Campa et al., 2005,
cho giá nhập khẩu). Kết quả cũng cho thấy sự truyền dẫn tỷ giá hối và cả giá nhập khẩu và
giá tiêu dùng ở Hoa Kỳ thấp, (xem Gagnon và Ihrig, 2004, giá tiêu dùng). 7
Marcet (2005) chỉ ra rằng ấp dụng kỹ thuật cho đồng liên kết và VAR bậc cao hơn không tốt hơn lấy sai phân.
8
Chiều dài trễ lựa chọn cho các nền kinh tế thị trường mới nổi nói chung là bốn, ngoại trừ Đài Loan, Cộng hòa
Séc và Hungary (ba độ trễ) và Chile (hai). Trên cơ sở kiểm định Unit Root test, lấy sai phân của biến lãi suất danh
nghĩa của Hungary và Hàn Quốc, và cùng độ trễ cho tất cả các quốc gia mới nổi khác. Đối với những nước phát
triển, độ trễ là 3 được sử dụng cho Mỹ và 2 cho khu vực tiền chung Châu Âu và Nhật Bản, tương ứng, lãi suất lấy
sai phân bậc 1 cả ba nền kinh tế phát triển.
9
Hai năm sau cú sốc dự toán cao hơn, nhưng với sự không chắc chắn lớn xung quanh dự toán trong các quốc gia
này vẫn không thống kê khác nhau từ một.

14Tại Nhật Bản, truyền dẫn tỷ giá hối vào chỉ số CPI rất nhỏ cả 4 quý và 8 quý. Về giá nhập
khẩu, Nhật Bản cao hơn khu vực đồng tiền chung Châu Âu và Mỹ, kết quả tương tự khi
ước lượng cho 1 năm. So sánh hệ số ước tính truyền dẫn tỷ giá của các nền kinh tế phát
triển và nền kinh tế mới nổi, kết quả của chúng tôi không phải lúc nào ERPT của thị
trường mới nổi cao hơn so với các nước phát triển. Cụ thể hơn, chúng ta thấy rằng trong
nền kinh tế mới nổi lạm phát thấp (đặc biệt là các nền kinh tế châu Á) truyền dẫn vào giá
tiêu dùng là khá thấp.

tích, giả thuyết của Taylor sẽ bị phá vỡ. Phương pháp VAR không thể áp dụng cho những
nước có nền kinh tế bất ổn với lạm phát cao hay siêu lạm phát. Lấy ví dụ Argentina, mẫu
có quá nhiều vấn đề cần quan tâm bao gồm sự tăng đột ngột trong các biến tài chính (tốc
độ điều chỉnh ở cấp độ "bình thường"). Ta giới hạn mẫu để loại trừ siêu lạm phát, mẫu lại
trở nên quá ngắn và mang tính cục bộ, có thể dẫn đến sai lệch cái nhìn về lạm phát cao. Ví
dụ khi kết thúc giai đoạn lạm phát cao, ổn định kinh tế vĩ mô vẫn đang tiếp diễn, và kết
hợp tăng giá đồng tiền (phục hồi từ đánh giá thấp mạnh thường liên quan đến tập phim
siêu lạm phát). Trong những trường hợp đó, khó có thể khôi phục lại mối quan hệ cơ bản
giữa tỷ giá và giá cả với những tác động bất thường trong môi trường kinh tế không ổn
định. Mô hình VAR không phải lúc nào cũng phù hợp tất cả các nền kinh tế, khi giá, tỷ
giá, lãi suất quá bất ổn. Do đi ngược với giả thuyết Taylor, ta sẽ loại 2 mẫu Thổ Nhĩ Kỳ
và Argentina.
Để xem xét về mối tương quan của truyền dẫn tỷ giá và lạm phát ta dùng 2 công cụ đo
lường hệ số tương quan của Pearson và Spearmen xếp hạng hệ số tương quá giữa hệ số
truyền dẫn với một tham số. Kết quả thể hiện trong Bảng 6. Kết quả cho thấy rằng có
tương quan giữa lạm phát và hệ số truyền dẫn ở 4 quý và 8 quý. Hệ số tương quan có ý
nghĩa thống kê cả trong trường hợp của Pearson và hệ số tương quan Spearman mẫu 4
quý và 8 quý với mức ý nghĩa 1%. Các khác của nền kinh tế vĩ mô cũng có tương quan
với ERPT, mặc dù mức độ có ý nghĩa nhỏ hơn. Như nghiên cứu Choudhri và Hakura
(2006) và McCarthy (2000), chúng ta không thấy có tương qua của truyền dẫn tỷ giá vào
giá tiêu dùng và nền kinh tế mở. Phù hợp với kết quả trước đó không có tương quan giữa
lạm phát và mở cửa theo báo cáo của Romer (1993). Sau khi điều chỉnh lạm phát, hệ số
tương quan giữa sự truyền dẫn và cởi mở tích cực hơn, mặc dù không có ý nghĩa thống
kê.
Kiểm định Robustness
Trong phần này, chúng tôi đánh giá mức độ kết quả nghiên cứu rất nhạy với sự lựa chọn
sắp xếp chặt chẽ và một vài thay đổi trong các biến số. Chúng tôi ước lượng lại mô hình
với hai mô hình lựa chọn sắp thứ tự nhận dạng, dựa trên hai lựa chọn các biến số trong
phân tích Cholesky. Trong phần đầu, chúng ta thực hiện sắp xếp thứ tự các biến sau đây
(lựa chọn mô hình 1), chỉ số giá dầu oil

Cộng hòa Séc và Hàn Quốc một năm sau cú sốc (ở khu vực giữa vùng 0,7 và 0,8). Một
năm sau cú sốc, mức độ truyền dẫn giá nhập khẩu vẫn còn rất thấp trong trường hợp nước
Singapore và Đài Loan, mặc dù trong trường hợp trước đây nó tăng lên trong 2 năm sau
cú sốc.
Về chỉ số giá CPI, hệ số truyền dẫn vẫn như trước hầu như luôn nhỏ hơn so với giá nhập
khẩu tương đương. Hiện nay hệ số được tìm thấy là mức cao nhất một năm sau cú sốc ở
Cộng hòa Séc, Mexico và Ba Lan. Ở Châu Á, truyền dẫn tỷ giá hối đoái đến giá tiêu dùng
là một trong nhiều thời kỳ giá thấp. Trường hợp ở Singapore, dù điểm ước lượng hệ số số
âm, nó không khác nhau đáng kể gần bằng 0. Kết quả tổng thể đó là tất cả các nước có
đặc điểm chung là chỉ số lạm phát trung bình ít hơn 10% có đặc điểm bởi ước lượng mức
độ truyền dẫn tỷ giá ở mức vừa phải. Trước đó Agentina và Thổ Nhĩ Kỳ hiệu ứng truyền
dẫn giá tiêu dùng ở mức thấp. Loại trừ 2 quốc gia này, sự tương quan hoàn toàn giữa
truyền dẫn và lạm phát vẫn còn được tìm thấy sau cả bốn và 8 rưỡi, mặc dù mức độ ý
nghĩa thấp hơn so với phương pháp kịch bản đầu mà chúng tôi đã xem xét (xem bảng 9).
Đo lường sự bất ổn của nền kinh tế vĩ mô (các biện pháp khác của sự bất ổn kinh tế vĩ
mô) cũng có mối tương quan hoàn toàn với mức độ truyền dẫn tỷ giá ở các mức độ khác
nhau có ý nghĩa ở cả năm đầu và năm thứ hai. Cuối cùng, một lần nữa chúng tôi không
tìm thấy bằng chứng của sự tương quan hoàn toàn ý nghĩa thống kê giữa truyền dẫn tỷ giá
và nền kinh tế mở, sau khi kiểm soát lạm phát.
Xem xét lựa chọn mô hình (lựa chọn mô hình thứ hai) cho trường hợp đường gốc bao
gồm cả sự thay đổi các biến số lẫn xếp thứ tự lựa chọn các biến số trong phân tích
Cholesky. Ở mô hình trước, chúng tôi đã bao gồm 1 biến giá dầu có thể được giải thích
như kết quả đạt được mà còn cung cấp các chi phí nước ngoài do đó đã giúp gỡ rối tác
động kết quả tỷ giá hối đoái ngoại sinh từ những chi phí nước ngoài. Lập luận tương tự áp
dụng giá trong nước. Do đó chúng tôi thay đổi lựa chọn mô hình giá dầu bởi giá sản xuất

17

nó khó để phát hiện trở lại trạng thái ban đầu có nghĩa là tỷ giá hối đoái thực- sau cùng sự
thay đổi xu hướng bởi sự phát triển tỷ giá hối đoái danh nghĩa nó không dễ giải thích nền
tảng này. Mối liên kết này, lựa chọn mô hình 2 cho phép tỷ giá hối đoái bị ảnh hưởng bởi
những cú sốc của biến số khác nhưng chỉ với độ trễ, ngầm giả định cùng với các hệ số
khác ít nhất (giống như “noise trading” hoặc xem xét những thông tin không hoàn hảo –
cả hai đều rất quan trọng trong bối cảnh thị trường mới nổi) có xu hướng chiếm ưu thế.
Mặc dù mô hình tương đối khác nhau, những kết quả mà chúng ta đạt được là đáng chú ý
tương tự như đã thảo luận ở phần trước ( bảng 10 và bảng 11). Truyền dẫn đến giá nhập
khẩu được tạo lập ở phần 1, cả chuỗi thời gian một hai năm ở các nước Argentina, Chile,
Hungary, Poland, Mexico và Thổ Nhĩ Kỳ, trong khi ước tính thấp hơn nhiều ở các nước
Châu Á và Cộng hòa Séc. Truyền dẫn giá tiêu dùng cho kết quả thấp hơn so với truyền
dẫn giá nhập khẩu ở tất cả các nước và trường hợp một số nước Châu Á gần bằng 0 sau
chuỗi thời gian một và hai năm. Lặp lại phân tích mối tương quan chúng ta tìm thấy bằng
chứng quan trọng của mối liên hệ thống kê giữa truyền dẫn CPI và lạm phát (ở mức 1%),
sau khi loại trừ mẫu Argentina và Thổ Nhĩ Kỳ (xem bảng 12). Hệ số tương quan giữa
truyền dẫn CPI và đo lường lại sự bất ổn kinh tế vĩ mô luôn có ý nghĩa thống kê khi xem
xét chuỗi thời gian. Mối liên hệ giữa truyền dẫn CPI và chính sách mở cửa lại tác động,
sau khi kiểm soát lạm phát, nhưng không có ý nghĩa thống kê.

18

5. Kết luận
Bài nghiên cứu này cung cấp bằng chứng thực nghiệm mô hình truyền dẫn tỷ giá trên thế
giới, giá trong nước dựa trên các mô hình véc tơ tự hồi quy xem xét ở một số nước, bao 19

Tài liệu tham khảo
Anderton, R. (2003), Extra-Euro Area Manufacturing Import Prices and Exchange Rate
Pass-Through, ECB Working Paper No. 219.
Bacchetta, P. and van Wincoop, E. (2003), Why do Consumer Prices React Less than
ImportPrices to Exchange Rates?, Journal of European Economic Association, 1, 662-
670.
Burstein, A., Eichenbaum, M. and Rebelo, S. (2005), Large Devaluations and the Real
ExchangeRate, Journal of Political Economy, 113, 742-784.
Burstein, A., Neves, J. and Rebelo, S. (2003), Distribution Costs and Real Exchange Rate
Dynamics During Exchange-Rate-Based-Stabilizations, Journal of Monetary Economics,
50,1189-1214.
Campa, J. and Goldberg, L. (2004), Exchange Rate Pass-Through into Import Prices,
CEPR Discussion Paper No. 4391.
Campa, J., Goldberg, L. and González-Mínguez, J. (2005), Exchange Rate Pass-Through
to Import Prices in the Euro Area, Federal Reserve Bank of New York Staff Paper No.
219.
Choudhri, E. and Hakura, D. (2006), Exchange Rate Pass-Through to Domestic Prices:
Does the Inflationary Environment Matter?, Journal of International Money and Finance,
25, 614-639.
Choudhri, E., Faruqee, H. and Hakura, D. (2002), Exchange Rate Pass-Through in
Different Prices, IMF Working Paper, No. 02/224.
Conover, W. (1999), Practical Nonparametric Statistics, New York: John Wiley and
Sons.
Devereux, M, and Engel, C. (2001), “Endogenous Currency of Price Setting in a Dynamic

Mihaljek, D. and Klau, M. (2000), A Note on the Pass-Through from Exchange Rate and
Foreign Price Changes to Inflation in Selected Emerging Market Economies, BIS Papers,
8, 69-81.
Romer, D. (1993), Openness and Inflation: Theory and Evidence, Quarterly Journal of
Economics, 4, 869-903.
Taylor, J. (2000), Low Inflation, Pass-Through and the Pricing Power of Firms, European
Economic Review, 44, 1389-1408.
Nguyễn Thị Ngọc Trang, Lục Văn Cường (2012), Sự chuyển dịch tỷ giá hối đoái vào các
mức giá tại Việt Nam.
Công trình dự thi giải thưởng nghiên cứu khoa học sinh viên “Nhà kinh tế trẻ - Năm
2012”, Hiệu ứng truyền dẫn tỷ giá hối đoái vào các chỉ số giá trong nước.

21
Trung Quốc, Đài Loan (nguồn quốc gia).

22

Chỉ số giá sản xuất: Chúng tôi sử dụng dữ liệu PPI từ IFS (dòng 62) cho tất cả các
nước nhưng Hồng Kong, Đài Loan, Argentina và Trung Quốc (nguồn quốc gia).
Lãi suất ngắn hạn: Chúng tôi sử dụng giá thị trường tiền tệ của Mỹ, Nhật Bản, Hàn
Quốc, Singapore, Ba Lan, Thổ Nhĩ Kỳ, Argentina (từ IFS, dòng 60b), khu vực Châu
âu(AWM), Hồng Kong (BIS) và Đài Loan (từ Ngân hàng Trung ương Trung Quốc).
Chúng tôi sử dụng tỷ lệ trái phiếu kho bạc cho Hungary và Mexico (từ IFS, dòng 60c) và
lãi suất tiền gửi ngân hàng khi nghiên cứu Trung Quốc, Cộng hòa Séc và Chile (từ IFS,
dòng 60l).
Nhập khẩu/GDP: để tính tỷ lệ này chúng tôi sử dụng chuỗi nhập khẩu danh nghĩa
(hàng hóa và dich vụ loại trừ Trung Quốc chỉ bao gồm hàng hóa) và GDP. Chúng tôi sử
dụng dữ liệu nhập khẩu danh nghĩa từ IF(dòng 99b) cho tất cả các nước, ngoại trừ khu
vực đồng Euro, 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).