TRƯỜNG ĐẠI HỌC KINH TẾ TP. HỒ CHÍ MINH
VIỆN ĐÀO TẠO SAU ĐẠI HỌC
−−− −−−
ĐỀ TÀI MÔN TÀI CHÍNH QUỐC TẾ:
LẠM PHÁT MỤC TIÊU CÓ LÀM GIẢM HIỆU ỨNG TRUYỀN DẪN TỶ GIÁ
TẠI CÁC NƯỚC MỚI NỔI HAY KHÔNG?
(DOES INFLATION TARGETING DECREASE EXCHANGE RATE PASS
THROUGH IN EMERGING COUNTRIES?)
Lớp : Tài Chính Doanh Nghiệp Đêm 5
Khóa : 20
Thực hiện : Nguyễn Minh Luân
Nguyễn Thị Thu Hằng
Phạm Thị Ngọc Hân
Nguyễn Thị Hoàng Oanh
Nguyễn Thị Hạnh
TP.HCM – 06/2012
DOES INFLATION TARGETING DECREASE EXCHANGE RATE PASS
THROUGH IN EMERGING COUNTRIES? –
LẠM PHÁT MỤC TIÊU CÓ LÀM GIẢM HIỆU ỨNG TRUYỀN DẪN TẠI CÁC
NƯỚC ĐANG PHÁT TRIỂN HAY KHÔNG?
Tóm tắt (Abstract):
Trong bài báo này, nhóm tác giả kiểm tra thực nghiệm tác động của lạm phát mục tiêu lên
“hiệu ứng truyền dẫn của tỷ giá đến giá cả” tại các nước đang phát triển. Chúng tôi sử
dụng mô hình VAR phân tích dữ liệu của 27 nước đang phát triển (gồm 15 nước có áp
dụng lạm phát mục tiêu và 12 nước không áp dụng lạm phát mục tiêu). Các kết quả cho
thấy rằng lạm phát mục tiêu ở các nước đang phát triển làm giảm hiệu ứng truyền dẫn
đến các loại chỉ số giá cả (giá nhập khẩu, giá sản xuất và giá tiêu dùng) ở một mức độ
nhất định. Việc phân tích đã chỉ ra rằng biến động tỷ giá ảnh hưởng đến sự thay đổi giá
cả tại các nước có áp dụng lạm phát mục tiêu nhiều hơn so với các nước không áp dụng
lạm phát mục tiêu, và sự ảnh hưởng này có phần giảm sút sau khi các nước áp dụng lạm
phát mục tiêu.

Nhiều nghiên cứu đã cung cấp một số bằng chứng cho thấy sự cải thiện của nền kinh tế
có liên quan đến việc áp dụng lạm phát mục tiêu (Bernanke và Mishkin (1997), Svensson
(1997); Bernanke và các các cộng sự (1999)). Nghiên cứu của Ball và Sheridan (2005),
một trong số các nghiên cứu thực nghiệm quan trọng về lạm phát mục tiêu, lập luận rằng
việc áp dụng lạm phát mục tiêu tại các nước phát triển là không thích hợp. Dựa trên các
ước lượng của phương pháp OLS, các kết quả chỉ ra rằng sự biến động và sụt giảm của
các chỉ số lạm phát trong lạm phát mục tiêu của các nước chỉ đơn thuần là trở về mức lạm
phát trung bình, tức là tại các nước có lạm phát cao, lạm phát sẽ giảm nhanh hơn so với
các nước có lạm phát thấp. Và do các nước đề ra lạm phát mục tiêu đã sẵn có mức lạm
phát cao, nên việc giảm lạm phát nhiều hơn tại các nước này chỉ đơn thuần là xu hướng
quay về mức lạm phát trung bình. Nhưng các nghiên cứu này chỉ hoàn toàn tập trung vào
các nước phát triển, do đó vẫn không thể trả lời được đối với các nước đang phát triển
đang áp dụng lạm phát mục tiêu. Nghiên cứu của Gon, Calves và Salles (2008) đã mở
rộng dữ liệu phân tích của Ball và Sheridan thêm 36 nước đang phát triển và thấy rằng,
đối với các nước này, kết quả có sự khác biệt. Đó là các nước đang phát triển áp dụng
lạm phát mục tiêu đã đạt được sự sụt giảm lạm phát ở một mức nhất định trong khi kinh
tế tăng trưởng, sau khi kiểm soát được xu hướng hồi quy trung bình.
Các nghiên cứu hiện nay đóng góp rất nhiều tài liệu về lạm phát mục tiêu bằng cách phân
tích ảnh hưởng của lạm phát mục tiêu lên hiệu ứng truyền dẫn của tỷ giá tại các nước
đang phát triển. Dựa trên giả thuyết trong nghiên cứu của Taylor (2000) lập luận rằng
hiệu ứng truyền dẫn của tỷ giá sẽ thấp hơn tại nước có lạm phát thấp. Cụ thể hơn lập luận
của Taylor đó là các công ty ở những nước có lạm phát thấp kỳ vọng sự biến động của
lạm phát bởi ảnh hưởng của tỷ giá không xảy ra thường xuyên, vì như vậy sẽ làm tăng chi
phí đầu vào và giá bán ra. Giả thuyết này được hỗ trợ bởi bằng chứng thực nghiệm dựa
trên chỉ số CPI của các nước phát triển và đang phát triển (tham khảo nghiên cứu của
Gagnon và Ihrig, 2001, hoặc nghiên cứu của Chourdhri và Haruka, 2006). Kế từ khi
nghiên cứu của Gon, Calves và Salles (2008) chỉ ra rằng sử dụng lạm phát mục tiêu giúp
giảm lạm phát ở các nước đang phát triển, thì việc phân tích liệu sử dụng lạm phát mục
tiêu có làm giảm hiệu ứng truyền dẫn của tỷ giá hay không là một điều rất được quan
tâm.

t
là vecto ma trận của các biến,
- Nếu trong paper này thì
(mô hình 5 biến) hay
(mô hình 7 biến)
- : Ma trận hệ số chặn - intercept
- : sai số nhiễu (error disturbance)
- B
i
là ma trận hiệp phương sai của các biến trễ, loại 5x5 hoặc 7x7 như bài nghiên cứu.
Theo Giáo trình “Econometric Analysis”, William H . Greene, 2000, page 586 diễn giải VAR là
Trong đó
là vector nhiễu không tự tương quan (non-autocorreclated disturbances) với giá trị
trung bình E( ) = 0 và ma trận hiệp phương sai xảy ra cũng lúc
Mô hình tự hồi quy VAR để nghiên cứu tác động truyền dẫn.
Tác phẩm “Exchange rate pass-through and its implications for inflation in Vietnam”
xuất bản năm 2009, tác giả Võ Văn Minh, Vietnam Development Forum.
Với Yt là véctor ma trận của 6 biến số (giá dầu Oil, NEER, GAP, IMP, CPI, M2), Bi là
ma trận hệ số 6 dòng và 6 cột (6x6), ui là sai số nhiễu, là hàm số chặn
Các biến sô là
- Output Gap: (GAP) sai lệch giữa sản lượng tiềm năng và sản lượng thực tế,
- Customer Price Index (CPI),
- Import Price Index (IMP),
- Broad Money (M2)
- Exchange rate (NEER: the normalized nominal effective exchange rate)
- Oil price: Lấy từ giá dầu mỏ UK Brent Oil
Ông nêu ra được 06 kết quả từ mô hình nghiên cứu, trong đó hàm số đẩy thể hiện tỷ giá
hối đoái biểu lộ tác động truyền dẫn lên giá nhập khẩu (import prices) và giá tiêu dùng
(customer prices). Tác động truyền dẫn mạnh hơn trong những năm đầu và giảm dần về
sau. Giá dầu và cung tiền ảnh hưởng một cách đáng kể lên giá tiêu dùng.

làm dễ hiểu hơn paper nghiên cứu về tác động truyền dẫn của tỷ giá hối đoái (exchange rate
passthrough) lên lạm phát mục tiêu.
Mô hình tự hồi quy vector (VAR: Vector Autoregression Model) và suy dẫn từ nó
Mô hình tự hồi quy vector và hạn chế của nó.
Có thể nói đây là một trong những mô hình phổ biến nhất trong nghiên cứu định lượng các
chính sách tiền tệ. Bởi lẽ mối quan hệ giữa các biến số kinh tế không đơn thuần chỉ theo một
chiều, biến độc lập (biến giải thích) ảnh hưởng lên biến phụ thuộc mà trong nhiều trường hợp
nó còn có ảnh hưởng ngược lại. Do đó mà ta phải xét ảnh hưởng qua lại giữa các biến này
cùng một lúc.
Mô hình VAR đã giúp giải quyết được vấn đề này, là mô hình khá linh động và dễ dàng
sử dụng trong phân tích với chuỗi thời gian đa biến (multivariate). Nó là sự mở
rộng thêm mô
hình tự hồi quy đơn biến (univariate). Mô hình VAR đặc biệt rất hữu
ích cho việc mô tả
những biến động của chuỗi thời gian.
Các diễn đạt mô hình VAR trong paper:
Dạng rút gọn:
Trong đó, là là vectơ của các biến dừng tham gia mô hình. Chẳng hạn GDP, cung
tiền M2, CPI, PPI, IMP…
Г(L) là ma trận đa thức trong toán tử trễ (the lag operator - ký hiệu là p trễ )

u
i
là vectơ của những tác động cụ thể quốc gia
là véctor sai số đặc thù
Một vấn đề đang tranh cãi trong ước lượng mô hình VAR này là sự xuất hiện của ảnh hưởng
cố định (fixed effects). Khi những yếu tố tác động cố định này tương quan với các biến
hồi quy, nguyên nhân từ các giá trị trễ của biến phụ thuộc, nhóm tác giả sử dụng kỹ thuật
trung bình sai phân ở kỳ tương lai (forward mean differencing) (quy trình Helmert), sau đó là
Love và Zicchino (2006). Trong kỹ thuật này, để loại bỏ ảnh hưởng cố định ra khỏi mô hình,

sai số được
chuyển đổi đó nên biểu thị tính chất tương tự. Vì vậy, dạng biến đổi này lưu
giữ hiện tượng
phương sai không đổi (homoscedasticity) và không gây ra tương quan
chuỗi (Arelano và
Bover,1995). Kỹ thuật này cho phép sử dụng các giá trị trễ p của biến
hồi quy như là các
công cụ và ước tính các hệ số bằng phương pháp tổng quát hóa
thời điểm (GMM: the
generalized method of moment).
Tam giác ma trận Cholesky
Một khi tất cả các hệ số tương quan của mô hình VAR được ước lượng, nhóm tác giả tính
toán mô hình hàm số đẩy (IRFs). Để tính toán IRFs, tác giả sử dụng kỹ thuật phân tích
Cholesky. Thứ tự các biến trong mô hình tự hồi quy VAR viết theo ma trận Cholesky
đươc đề xuất bởi Bernanke và Mihov (1998) , theo đó biến phi chính sách (sản lượng)
được đặt trước các biến. Tiếp đến là các biến liên quan đến chính sách (như cung tiền, tỷ
giá hối đoái). Với mô hình của hai tác giả nghiên cứu điều này là phù hợp theo thứ tự của
hai phương trình.
(mô hình 5 biến) và
(mô hình 7 biến)
Thứ nhất, sản lượng, giá dầu mỏ là các biến độc lập không bị ảnh hưởng bởi chính sách của
quốc gia, hay các cú sốc xảy ra trong nội bộ các quốc gia.
Thứ hai, do sản lượng quốc gia thay đổi nên nó đã ảnh hưởng đến cung tiền tệ, cung
tiền
thay đổi dẫn đến tỷ giá hối đoái thay đổi, làm cho giá cả nội địa của hàng hóa thay
đổi, tức giá trị đồng tiền dùng để mua một loại hàng hóa cũng thay đổi.
Với mục đích của ma trận cholesky là biến đổi giá trị phần dư trong mô hình VAR dạng rút
gọn (ε
t
) về các biến nhiễu cấu trúc (e

thuộc vào yếu tố quốc gia nên kiểm định tính dừng của biến này được tiến hành bằng
cách sử dụng kiểm định nghiệm đơn vị Augment Dickey – Fuller. Đối với các biến khác,
nhóm tác giả sử dụng kiểm định nghiệm đơn vị theo mẫu hình của Maddala và Wu
(1999). Các kết quả kiểm định cho thấy rằng giá dầu, ba loại chỉ số giá nội địa, cung tiền
và tỷ giá hối đoái danh nghĩa là không dừng theo chuỗi thời gia nhưng dừng ở sai nhân
bậc nhất ở tất cả quốc gia. Chênh lệch sản lượng đầu ra được tìm thấy là có tính dừng
trong chuỗi thời gian. Các nghiên cứu trước đây (ví dụ như Ito và Sato, 2007, 2008,
Mishkin và Schmidt – Hebbel năm 2007) đề nghị đưa vào mô hình VAR biến chênh lệch
sản lượng theo chuỗi thời gian cùng với sai phân bậc 1 của các biến khác. Nhóm tác giả
cũng đã tiến hành theo phương thực này trong mô hình phân tích VAR của họ.
Nhóm tác giả bắt đầu bằng cách thảo luận về các phản ứng đẩy vào chỉ số giá tiêu dung
trước từng biến động của tỷ giá hối đoái trong mô hình VAR 5 biến cho cả các nước có
áp dụng lạm phát mục tiêu lần không áp dụng lạm phát mục tiêu. Họ còn nghiên cứu về
các phản ứng đầy vào cả 3 chỉ số giá CPI, PPI và IMP đối với các biến động của tủ giá
trong mô hình VAR 7 biến cho các nước mới nổi áp dụng lạm phát mục tiêu.
4.1 Tác động truyền dẫn của tỷ giá lên giá cả nội địa tại các nước mới nổi: Trước và
sau khi áp dụng lạm phát mục tiêu:
Sử dụng dữ liệu của 15 nước mới nổi áp dụng lạm phát mục tiêu để thảo luận về các phản
ứng đẩy vào giá cả nội địa trước biến động của tỷ giá hối đoái. Kết quả được thể hiện ở
hình 1.
Hình 1:Phản ứng của chỉ số CPI tại các nước áp dụng lạm phát mục tiêu đối với
biến động của tỷ giá hối đoái (sử dụng mẫu hình 5 biến VAR)
Chú thích: IT: lạm phát mục tiêu.
Đường liền nét biểu thị phản ứng đẩy đối với sự biến động của tỷ giá hối đoái. Đường đứt
nét biểu trưng cho dải băng độ tin cậy của độ lệch chuẩn là 5% quanh giá trị ước lượng.
Độ lệch này được phát hiện bởi Monte – Carlo bằng việc mô phỏng mẫu hình 500 lần.
- Thể hiện mức độ phản ứng của CPI trước những biến động của tỷ giá hối đoái (sử
dụng mô hình 5 biến VAR)
- Hình trên cho thấy tác động truyền dẫn của tỷ giá hối đoái lên chỉ số giá tiêu dung
có một sự sụt giảm đáng kể sau khi các nước này áp dụng lạm phát mục tiêu.

dụng lạm phát mục tiêu sau năm 1999. Kết quả thể hiện ở hình 5 và hình 6
Hình 5: Phản ứng chỉ chỉ số CPI trước biến động của tỷ giá hối đoái: Các nước áp
dụng lạm phát mục tiêu so với các nước không áp dụng lạm phát mục tiêu (Mẫu
hình 5 biến)

- Tác động dẫn truyền lên chỉ số giá tiêu dùng là như nhau đối với nhóm nước áp dụng
lạm phát mục tiêu sau khi thực hiến chính sách này với nhóm các nước không áp dụng
lạm phát mục tiêu sau thời điểm 1999
Nhưng tác động truyền dẫn này lại khác nhau khi sử dụng mẫu hình 07 biến
Hình 6: Phản ứng của các chỉ số giá trước biến động của tỷ giá hối đoái: Các nước
áp dụng lạm phát mục tiêu và các nước không áp dụng lạm phát mục tiêu với mô
hình 7 biến
Tại hình này cho thấy sự khác biệt trong tác động truyền dẫn của tỷ giá hối đoái lên 3 loại
giá khác nhau (PPI, CPI, IMP) xét trong giai đoạn sau năm 1999, theo đó:
- Tác động truyền dẫn này lên giá tiêu dùng (CPI) và giá nhập khẩu IMP tại các
nước áp dụng lạm phát mục tiêu sau khi thực hiện chính sách cao hơn các
nước không áp dụng lạm phát mục tiêu sau năm 1999.
- Tác động lên chỉ số giá sản xuất thì sai lệch không đáng kể tại các nước áp
dụng lạm phát mục tiêu sau khi áp dụng chính sách so với nước không áp
dụng lạm phát mục tiêu sau năm 1999
 Từ đó tai rút ra kết quả:
- Các nước mới nổi không áp dụng lạm phát mục tiêu, tác động truyền dẫn
không có sai lệch đáng kể so với múc giá 0 trước năm 1999 và sau năm 1999
thì chênh lệch đáng kể so với mức giá 0
- Bằng việc so sánh các mức giá áp dụng cơ chế lạm phát mục tiêu (sau thời
điểm áp dụng) với các nước không áp dụng(sau năm 1999) thì tác động truyền
dẫn là khá giống nhau trong 2 mẫu nghiên cứu này.
4.3 Phân tích phương sai:
Tuy hàm phản ứng đẩy cho ta những nhận định tổng quan về mức độ tác động truyền dẫn
của tỷ giá hối đoái lên giá nội địa, nhưng nó không thể hiện được biến động của tỷ giá hối

- Với các nước áp dụng lạm phát mục tiêu:
+ Giai đoạn trước khu áp dụng thì biến động của tỷ giá hối đoái giải thích lần
lượt với biến động của từng loại giá là 43.47% (IMP) 43.70%(PPI) 19.76%
(CPI)
+ Sau khi áp dụng cơ chế lạm phát mục tiêu: các giá trị này giảm tương ứng
về mức 12.54% (IMP), 23.30%(PPI) và 13.89%(CPI)
- Với các nước không áp dụng lạm phát mục tiêu:
+ Giai đoạn trước 1999: Biến động tỷ giá hối đoái chỉ giải thích được 0.31%
(IMP), 0.35%(PPI) và 1.32%(CPI)
+ Sau năm 1999: Con số này lần lượt là 5.31%, 3.56% và 1.73%
V. Kết luận (Conclusion):
Trong bài nghiên cứu này, nhóm tác giả đã kiểm định bằng thực nghiệm về sự
ảnh
hưởng của việc áp dụng chính sách lạm phát mục tiêu đối với tác động truyền dẫn của tỷ
giá hối đoái đến giá cả ở các nước mới nổi.
Áp dụng kỹ thuật phân tích VAR bằng việc sử dụng dữ liệu tại 27 nước mới nổi (15
nước mới nổi có áp dụng lạm phát mục tiêu và 12 nước mới nổi không áp dụng lạm phát
mục tiêu), thực hiện cách tiếp cận trước và sau bằng cách sử dụng hàm phản ứng đẩy (IRFs:
impulse response functions) trong các mẫu nghiên cứu khác nhau trên từng nhóm quốc gia,
tính chất của từng mẫu dựa vào vấn đề áp dụng lạm phát mục tiêu để chọn (tức trước và sau
khi thực hiện chính sách lạm phát mục tiêu, hoặc các nước có áp dụng lạm phát mục tiêu hay
không…), nhóm tác giả đã chứng minh rằng:
Tại các nước áp dụng lạm phát mục tiêu: Việc áp dụng lạm phát mục tiêu giúp giảm tác
động truyền dẫn của tỷ giá hối đoái lên 03 loại chỉ số giá chính mà nhóm tác giả xem xét là chỉ
số giá nhập khẩu (import prices), chỉ số giá tiêu dùng (customer prices) và chỉ số giá nhà sản
xuất (producer prices) từ mức cao xuống mức thấp hơn nhưng vẫn còn sai lệch đáng kể so
với mức zero (0).
Với các nuớc không áp dụng lạm phát mục tiêu: tác động truyền dẫn của tỷ giá hối đoái
đến 03 loại chỉ số giá nêu trên không có sai lệch đáng kể so với mức 0 trước năm 1999,
nhưng sau năm 1999, tác động này trở nên đáng kể hơn, giá trị sai lệch nhiều hơn so với mức