TRƯỜNG ĐẠI HỌC KINH TẾ TP. HC M
VIỆN ĐÀO TẠO SAU ĐẠI HỌC
BÀI TẬP NHÓM ĐỀ TÀI SỐ 2 :
HIỆU ỨNG TRUYỀN DẪN CỦA TỶ GIÁ HỐI
ĐOÁI Ở THỊ TRƯỜNG CÁC NƯỚC MỚI NỔI GV hướng dẫn : TS. Nguyễn Khắc Quốc Bảo
Nhóm thực hiện : Số 24
Nguyễn Thị Hồng Hiệp
Phó Bảo Thư
Nguyễn Anh Sơn
Trịnh Việt Tiệp
Lớp-CH Khóa : Đêm 2 – K22



Tóm tắt (Abstract)
Bài nghiên cứu này xem xét mức độ truyền dẫn 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 cách suy nghĩ thông
thường cho rằng ERPT đối với cả giá nhập khẩu và giá tiêu dùng ở các quốc gia đang phát
triển luôn cao hơn so với ở 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), hiệu ứng truyền dẫn đối với giá nhập khẩu
và giá tiêu dùng được nhận thấy là thấp và không đồng đều so với các cấp độ của 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, là hiện diện mối liên hệ chặt chẽ
giữa mở cửa nhập khẩu và ERPT, trong khi về mặt lý thuyết lại ít tìm thấy những chứng
cứ hổ trợ cho thực nghiệm.
1. Giới thiệu (Introdution)
Hiểu được tác động của những biến 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
những biến động trong tỷ giá hối đoái và giá cả không phải là song hành từ ngắn hạn đến
trung hạn. Một nghiên cứu lý thuyết mở rộng, được phát triển qua 3 thập kỷ qua, đã đưa ra
những lý giải khác nhau về lý do tại sao hiệu ứng truyền dẫn của tỷ giá hối đoái lên giá
nhập khẩu và giá tiêu dùng là không hoàn toàn . 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 một 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

liên quan. 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 hay ở chổ nó cho phép tìm ra sự phản ứng tích cực
5

của các biến đối với cú sốc ngoại sinh qua thời gian. Các bài nghiên cứu cho đến nay ước
lượng hoặc mô hình phương trình giản đơn hoặc hệ phuơng trình cho m ột 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, chún g tôi ứng dụng cách tiếp cận hệ thống 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 hiệu ứng truyền dẫn cho
mỗi quốc gia. Về mặt này, một yếu tố quan trọng cho phân tích là việc tạo ra 1 cơ sở dữ
liệu thích hợp và có thể so sánh được cho mỗi quốc gia theo hàng quý, đó là một thách
thức lớn trong việc đưa ra một cơ sở dữ liệu chất lượng và sẵn có đối với các nền kinh tế
thị truờng mới nổi. Điều này cũng giúp chúng tôi đáp ứng được yêu cầu 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.
Sau đó, tác giả sử dụng kết quả của quốc gia của chúng tôi để kiểm tra cách suy nghĩ
thông thường rằng ERPT ở thị truờng mới nổi cao hơn so với các nền kinh tế công nghiệp
và để điều tra các mẫu của hiệu ứng truyền dẫn tỉ giá giữa các quốc gia trong mối tương
quan với nhau, theo McCarthy (2000), Cho udhri và Hakura (2006). Cho dù ERPT có cao
hơn hay không trong thị truờng mới nổi là vấn đề quyết định bởi cán cân thương mại và
cũng quyết định bởi lựa chọn chế độ tỷ giá của quốc gia. Mức tương đối cao của hiệu ứng
truyền dẫn đối với các nuớc đang phát triển cũng được xem là nguyên nhân các nước đang
phát triển “sợ thả nổi tỉ giá” đã được minh chứng bằng tài liệu. Đây cũng là vấn đề, bởi vì
hiệu ứng truyền dẫn thấp trong các thị trường mới nổi có thể được khơi gợi lên là sức mạnh

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 giả định này nhìn chung ít được ủng hộ, ít nhất là trong trường hợp mẫu nhỏ và
trong khoảng thời gian ngắn đến trung hạn. Phù hợp với chứng 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 của Dornbusch (1987) đã minh
chứng hiệu ứng truyền dẫn 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
7

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 v iệc làm giảm mức độ của ERPT.
Chứng thực những cách tiếp cận lý thuyết khác nhau này, nghiên cứu thực n ghiệm
cho cả nền kinh tế phát triển và mới nổi đã ph át hiện bằng chứng về sự không hoàn
toàn của ERPT. Các nghiên cứu này cũng cho thấy bằng chứng về sự khác nhau đáng
kể giữa các quốc gia, đưa đến một câu hỏi tự nhiên là điều gì cơ bản quyết định đến
hiệu ứng truyền dẫn. Cụ thể là Taylor (2000) 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 cơ
bản 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 hiệu ứng truyền dẫn. Mối liên kết sau
có thể được diễn giải như sau: thời gian lạm phát càng lâu, thì tạm thời càng ít nhận
thấy được sự chuyển động của tỷ giá hối đoái và càng nhiều doanh nghiệp sẽ phản ứng
lại thông qua việc điều chỉnh giá cả.

hiệp phương sai.
Khi bắt đầu từ quan điểm phân tích, một mô hình Var gồm 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 nước khác nhau bao gồm chỉ số giá dầu
oil
t
, biến số sản lượng đầu ra y
t
, tỉ giá e
t
, chỉ số giá nhập khẩu pimp
t
, chỉ số tiêu dùng
cpi
t
, và biến lãi suất ngắn hạn i
t
. Tỉ giá hối đoái và 2 biến số giá là những biến số chính
trong phân tích của ch úng ta. Biến số sản lượng đầu ra và giá dầu được đề cập để nắm
bắt những ảnh hưởng đến nh ững lĩnh vực thực sự của nền kinh tế. Việc phân tích đưa
lãi suất vào trong đó cho phép thị trường tiền tệ , gồm sự tác động của chính sách tiền
tệ ảnh hưởng đến mối quan hệ của hiệu ứng truyền dẫn.
Trong mô hình chuẩn, những biến số được sắp theo thứ tự ở trên. Việc sử dụng
hàm đệ quy ngụ ý rằng những biến động mang tính tạm thời sẽ ảnh hưởng đến những
biến số tương ứng và những biến số đó được sắp xếp ở một giai đoạn sau, nhưng không
9

có tác động đến những biến số đã được sắp xếp trước đó. Vì vậy nó hợp lý để lấy biến
số ngoại sinh nhất, trong trường hợp đầu tiên này là giá dầu. Những biến động của giá
dầu có thể ảnh h ưởng tạm thời đến tất cả các biến số khác trong hệ thống nhưng giá

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 dữ liệu liên tục. Các kiểm tra nghiệp đơn vị chỉ ra rằng hầu hết các biến trong các
quốc gia được nghiên cứu là biến không dừng (chỉ có mức lãi suất được tìm thấy là
dừng trong một số trường hợp), trong khi kiểm tra sự đồng liên kết, 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 sai phân bậc 1 của các biến không
dừng thể hiện một đặc điểm kỹ thuật phù hợp với các mô hình. Nếu ủng hộ VAR trong
sai phân bậc 1 thì dẫn đến việc đi ngược với mô hình Vector sửa lỗi (VECM), có thể
dẫn đến lỗi kỹ thuật, nếu xuất hiện đồng liên kết. 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 các giữa các biến, và (ii) bị hạn chế bởi các mẫu có thời gian ngắn có sẵn của
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 sự xuất hiện của đồng liên kết, các ph ương 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 đồng liên kết không đúng được áp dụng trong mô hình.
Cụ thể hơn, mô hình VAR trong sai phân bậc 1 của các biến không dừng bao gồm
Δoilt, Δyt, Δet, Δpimpt, Δcpit và cuối cùng, tùy thuộc vào kết quả đầu ra của kiểm tra
nghiệp đơn vị 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 tốt 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.
11 4. Nội dung và các kết quả nghiên cứu (Results)
Các ước tính về ERPT lên giá nhập khẩu và giá tiêu dùng cho tất cả các nước thị

tế vĩ mô quyết định ERPT. Tác giả bắt đầu bằng việc khám phá xem liệu khi phù hợp với
giả thuyết của Taylor có bằng chứng về tương quan thuận giữa hiệu ứng truyền dẫn và lạm
phát hay không. Để minh họa tác giả 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 m ẫu
(xem hình 1).
Hình 1: Hiệu ứng truyền dẫn 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 g iá sau m ột
năm; trục hoành: lạm phát trung bình trong giai đoạn ước tính).
12
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 là 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 hiệu ứng truyền dẫn lên giá tiêu dùng thấp. Kiểm tra đơn giản qua
hình ảnh của biểu đồ trên cho thấy nếu đưa hai nước n ày vào phân tích, giả thuyết của
Taylor sẽ bị ph á vỡ. T uy nhiên phương pháp 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

đến hàm đệ quy và một số thay đổi trong các biến. Tác giả ước lượng lại mô hình với hai
hàm đệ quy thay thế, dựa trên hai cách sắp xếp các biến thay thế trong phân tích Cholesky.
Ban đầu, áp dụng phương án sắp xếp thay thế như sau (mô hình thay thế 1), oil
t
, i
t
, y
t
, e
t
,
pimp
t
, cpi
t
, mà cụ thể là mức lãi suất được đặt ra trước tỷ giá hối đo ái, như ví dụ của
Choudhri và cộng sự (2002) đã đề xuất. Việc sắp đặt này cho phép thể hiện được sự phản
ứng tạm 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 bằn g cách
khai thác sự thất bại của mua bán chênh lệch giá. Ước lượng hiệu ứng truyền dẫn theo
phương án hàm đệ quy 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 v à CPI sụt giảm đáng kể. Về giá nhập khẩu, như
trước đây một năm sau cú sốc hệ số hiệu ứng truyền được nhận thấy là cao và không có ý
nghĩa khác biệt với mức 1 ở Argentina, Mexico và Ba Lan. Trong trường hợp của Chile, hệ
số hiệu ứng truyền lên giá nhập khẩu 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 hiệu ứng truyền lên giá nhập khẩu vẫn còn rất thấp với các trường
hợp của Singapore và Đài Loan, mặc dù ở Singapore hiệu ứng truyền lên giá nhập khẩu

nào khác trong hệ thống, nghĩa là nó sẽ được đặt tại vị trí dẫn đầu trong trật tự của các biến
như sau: e
t
, pimp
t
, y
t
, ppi
t
, cpi
t
, i
t
. 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 nội tệ tại nơi họ bán sản phẩm hay bằng
đồng tiền tại nơi sản xuất sản phẩm. T rong khi các mô hình này cung cấp những hiểu biết
chặt chẽ về các kh ái niệm ERPT tùy thuộc vào các giả định cơ bản khác nhau của mô hình,
chúng hoàn toàn có xu hướn g kết luận mạnh mẽ về sự liên kết tạm 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 h ợp 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).

dường như yếu hơn mối tương quan giữa hiệu ứng truyền dẫn và lạm phát, ngay cả khi
mức lạm phát được kiểm soát.

Tài liệu tham khảo
Anderton, R. (2003), Extra-Euro Area Manufacturin g 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
Import
Prices to Exchange Rates?, Journal of European Economic Association, 1, 662-670.
Burstein, A., Eichenbaum, M. and Rebelo, S. (2005), Large Devaluations and the Real
Exchange
Rate, Journal of Political Economy, 113, 742-784.
Burstein, A., Neves, J. and Rebelo, S. (2003), Distribution Costs and Real Exchange Rate
Dynamics Durin g Exchange-Rate-Based-St abilizations, Journal of Monetary Econom ics,
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 Gon zález-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 In ternational Money and Finance, 25, 614-
639.
Choudhri, E., Faruqee, H. and Hakura, D. (2002), Exchange Rate Pass-Through in
Different
16

Marston, R. (1990), Pricing to Market in Japanese Manufacturing, Journal of International
Economics, 29, 217-36.
Meese, R. and Rogoff, K. (1983), Empirical Exchange Rate Models of the Seventies: Do
they Fit
Out of Sample?, Journal of International Economics, 14, 345-73.
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), Openn ess and Inflation: Theory and Evidence, Qua rterly 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.

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 n ăm 2004 (xem hàng đầu tiên của
17

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, t ùy 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, dòn g 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).

(nguồn quốc gia)

18