TRƯỜNG ĐẠI HỌC KINH TẾ TPHCM
KHOA TÀI CHÍNH DOANH NGHIỆP
CHUYÊN NGÀNH BẢO HIỂM
………… o0o…………
TIỂU LUẬN
HIỆU ỨNG TRUNG CHUYỂN TÁC ĐỘNG CỦA TỶ GIÁ
TRONG THỊ TRƯỜNG MỚI NỔI

GV hướng dẫn :ThS Đinh Thị Thu Hồng
Nhóm thực hiện :Nhóm 7
Thành phố HCM, ngày 24 tháng 09 năm 2014
1
Mục lục
Tóm tắt
Bài nghiên cứu này đo lường mức độ ảnh hưởng của ERPT đến giá cả của 12 thị trường mới nổi ở châu Á, châu Mỹ
Latin, khu vực Trung và Đông Âu. Kết quả của bài nghiên cứu này dựa trên 3 mô hình thay thế véc tơ tự hồi quy, phần nào
thay đổi quan điểm cho rằng ERPT giá nhập khẩu và giá cả tiêu dùng ở các nước mới nổi luôn cao hơn các nước phát triển.
Đối với những thị trường mới nổi với lạm phát chỉ ở mức một con số (điển hình là các quốc gia châu Á), Hiệu ứng trung
chuyển tới giá nhập khẩu và giá cả tiêu dùng thường ở mức thấp và mức độ không giống các quốc gia phát triển. Bài nghiên
cứu đồng thời xác định mức độ liên hệ giữa chỉ số ERPT và lạm phát, phù hợp với lý thuyết của Taylor đối với hai quốc gia
Argentina và Thổ Nhĩ Kì cùng được đưa vào phân tích. Cuối cùng là mối liên hệ tích cực khác với lý thuyết truyền thống
giữa nhập khẩu và ERPT.
2
Tóm lược phi kỹ thuật.
Hiểu được ảnh hưởng của sự thay đổi tỷ giá lên giá cả là yếu tố rất quan trọng trong việc đánh giá mức độ hiệu quả của
chính sách tài khóa tới sự biến động của thị trường hiện tại. Nghiên cứu thực nghiệm cho thấy tỷ giá và giá cả không biến
động cùng chiều trong ngắn – trung hạn.Trải qua ba thập kỉ, các nhà nghiên cứu đã đưa ra rất nhiều lời giải thích cho nguyên
nhân của sự tác động ERPT tới giá nhập khẩu và giá cả tiêu dùng nhưng chưa hoàn thiện. Phân tích thực nghiệm đã đưa ra
bằng chứng về sự khác biệt đáng kể của ERPT giữa các quốc gia.Một lập luận quan trọng được đưa ra bởi Taylor (2000),
ông đã đưa ra giả thuyết cho rằng vai trò của sự biến động trong giá cả ảnh hưởng tới tỷ giá thông qua mức độ lạm phát.
Bài nghiên cứu này đo lường mức độ ảnh hưởng của ERPT tới giá cả ở 12 thị trường mới nổi tại châu Á, châu Mỹ La-

and Engel (2001), Bacchetta và van Wincoop (2003) nghiên cứu vai trò của chính sách định giá nội tệ nhằm giảm mức độ
ảnh hưởng của ERPT.
Để chứng minh cho các lý thuyết nói trên, lý thuyết thực nghiệm đối với cả thị trường các quốc gia mới nổi và phát
triển đã tìm ra bằng chứng cho sự không hoàn hảo của ERPT. Những nghiên cứu này cũng tìm bằng chứng so sánh sự khác
nhau giữa các quốc gia, với mục tiêu tìm ra những nhân tố quyết định cơ bản của Hiệu ứng trung chuyển tác động của tỷ
giá . Taylor (2000) đưa ra lý thuyết: vai trò của giá tới tỷ giá phụ thuộc vào lạm phát. Lý giải cho điều này là mối tương
quan giữa mức độ và thời gian xảy ra lạm phát, song hành với mối quan hệ giữa khoảng thời gian diễn ra lạm phát và Hiệu
ứng trung chuyển . Các mối liên hệ này có thể được hiểu như sau: thời gian diễn ra lạm phát càng dài thì thay đổi tỷ giá nhất
thời càng khó nhận diện và sự điều chỉnh giá diễn ra càng mạnh mẽ.
Một cách tổng quát, bằng chứng của các nghiên cứu độc lập đều ủng hộ lý thuyết của Taylor. Mối quan hệ tích cực
giữa mức độ của Hiệu ứng trung chuyển và lạm phát bộc lộ càng mạnh mẽ, tuy nhiên trường hợp đó chỉ đúng khi các thị
trường nổi được nghiên cứu trong những khoảng thời gian giống nhau vì lập luận của Taylor càng có ý nghĩa hơn khi tỷ lệ
lạm phát càng cao hơn.
Một điều kiện quan trọng khác của ERPT là mức độ mở cửa thị trường của quốc gia. Hai nhân tố này quan hệ thuận
chiều với nhau: sự mở cửa thị trường càng lớn thì sự biến động trong tỷ giá thông qua giá nhập khẩu tới CPI càng cao. Tuy
nhiên, điều này càng trở nên phức tạp một khi chúng ta đề cập tới mối liên hệ tiêu cực giữa độ mở thị trường và lạm phát
như thực nghiệm của Romer (1993). Điều này làm nổi lên một kênh gián tiếp giữa độ mở của thị trường và lạm phát tác
động tới lý thuyết của Taylor – mức độ củaHiệu ứng trung chuyển . Các kênh liên hệ trực tiếp và gián tiếp phát triển theo
hướng ngược nhau và mối quan hệ tổng quan giữa Hiệu ứng trung chuyển và độ mở của thị trường cũng có thể vì thế mà
trở nên tích cực hoặc tiêu cực.
Bài nghiên cứu này trình bày kết quả từ lý thuyết, từ những nghiên cứu về mức độ của ERPT giữa nhiều quốc gia thông
qua mô hình véc-tơ tự hồi quy cho các thị trường mới nổi và những quốc gia công nghiệp đứng đầu thế giới như: khu vực
EU, Mỹ và Nhật Bản. Một hệ phương trình gần đúng được sử dụng với mối liên hệ cao giữa các biến lãi suất. Mô hình được
chọn hiệu quả vì nó cho phép một biến tránh được ảnh hưởng của các biến còn lại khi có sự biến động lớn qua thời gian. Lý
thuyết trước đây cho phép ước lượng mô hình hồi quy đơn phương trình hoặc mô hình hồi quy đa phương trình cho một
quốc gia nhất định, hoặc thiết lập mô hình hồi quy đơn phương trình cho một tập hợp lớn các quốc gia (Choudhri và Hakura,
2006, and Mihaljek và cộng sự., 2000). Thay vào đó, trong bài nghiên cứu này, chúng tôi áp dụng mô hình gần đúng của mình
cho một tập lớn các quốc gia trong 3 khu vực thị trường mới nổi chính là châu Á, châu Mỹ La-tinh và khu vực Trung + Đông
Âu. Cùng lúc đó chúng tôi cũng sử dụng mô hình tương tự đối với 3 khu vực các quốc gia công nghiệp lớn để đảm bảo kết quả
so sánh khách quan giữa các quốc gia. Bằng cách hồi quy từng quốc gia qua một chu kì thời gian dài nhất có thể, chúng tôi

là ma trận hệ số tự hồi quy và là véc-tơ của quá trình nhiễu trắng.
Cơ sở phân tích dựa trên mô hình Var 6 biến được phát triển bởi McCarthy (2002) và Hahn (2003). Mô hình Var áp
dụng cho các quốc gia khác nhau dựa trên các biến: chỉ số giá dầu mỏ, , giá trị đầu ra , tỷ giá , chỉ số giá nhập khẩu , chỉ số
giá tiêu dùng và lãi suất ngắn hạn . Tỷ giá và hai biến giá cả là 3 biến quan trọng nhất trong phân tích này.và giá dầu mỏ
dùng để xác định ảnh hưởng thực tế trong nền kinh tế. Sự có mặt của lãi suất đại diện cho thị trường tiền tệ với ảnh hưởng
của chính sách tiền tệ tạo ra mối liên hệ chặt chẽ của hiệu ứng trung chuyển tỷ giá.
Phương trình hồi quy xác định sự tồn tại tác động của các biến tới mô hình, đồng thời thứ tự các biến được ở giai đoạn
trước không ảnh hưởng gì tới các biến ở giai đoạn sau.Trong trường hợp này, chúng tôi đặt giá dầu mỏ lên đầu tiên vì những
cú shock trong giá dầu mỏ sẽ ảnh hưởng tới tất cả các biến còn lại trong mô hình đồng thời giá dầu mỏ không chịu ảnh
hưởng của những cú shock của các biến còn lại trong mô hình. Biến tiếp theo trong mô hình là biến đầu ra và tỷ giá. Với sự
sắp đặt này chúng tôi ngầm giả định ảnh hưởng của những cú shock trong nhu cầu đối với tỷ giá đồng thời có thể áp đặt một
khoảng thời gian nhất định ảnh hưởng của tỷ giá đối với biến đầu ra. Biến giá cả được liệt kê ở vị trí tiếp theo nhằm đo
lường sự tác động của những biến được liệt kê trước đó tới giá cả. Kế tiếp biến giá cả là biến giá nhập khẩu nhằm đo lường
tác động của những cú shock trong giá nhập khẩu đối với giá tiêu dùng nhưng không có trường hợp ngược lại. Lãi suất được
liệt kê cuối cùng tạo điều kiện đo lường mức độ chịu ảnh hưởng của thị trường tiền tệ - một cách khái quát là chính sách tiền
tệ đối với những biến động của tất cả những biến còn lại trong mô hình.
3. Mô tả dữ liệu.
Trong phần này,chúng ta sẽ tập trung phân tích các quốc gia từ 3 khu vực rộng lớn trên thế giới : Châu Á (Trung Quốc,
Hàn Quốc , Singapore ,Đài Loan và Hồng Kong ); Trung và tây Âu ( Công Hòa Séc ,Hungary và Ba Lan) thêm Thổ Nhỹ Kỳ
và khu vực Mỹ latin ( Argentina; Mexico và Chile) -Những quốc gia chủ lực trong nền kinh tế mới nổi ở từng khu vực. Mỗi
quốc gia trên cần thu thập số liệu hằng quý mỗi năm, lấy số liệu càng về sau càng tốt. Giá dầu thì được định giá bằng chỉ số
giá dầu thô được quy đổi thành đôla Mỹ,GDP vẫn là biến đầu ra được ưa dùng cho dù trong một vài trường hợp chúng ta
dùng sản lượng công nghiệp để có được khoảng thời gian dài hơn. Chúng tôi sử dụng các chuỗi tỷ giá hối đoái danh nghĩa
hiệu dụng đối với tất cả các nước. Thêm vào đó, thông tin về giá nhập khẩu nội địa và giá tiêu dùng của các nước được đề
cập ,ngoại trừ Trung Quốc là trường hợp chúng tôi không thể phân tích giá tiêu dùng vì không có chuỗi thông tin về giá
nhập khẩu . Cuối cùng, những công cụ chính sách tiền tệ được giới thiệu thông qua lãi suất ngắn hạn. Theo như giai đoạn
mẫu được xác định bởi các dữ liệu có sẵn, các công cụ pháp lý này thường là khác nhau ở các nước (xem bảng phụ lục cho
mô tả dữ liệu của nguồn và dòng đầu tiên trong bảng 1 và 2 cho quãng thời gian được thu thập).
Một bản tóm tắt của các điều kiện kinh tế vĩ mô trung bình tại các thị trường mới nổi trong khoảng thời gian mẫu mà
dữ liệu có sẵn đưa ra trong Bảng 1. Lạm phát trung bình tương đối thấp ở những quốc gia châu Á. Đặc biệt là 2 quốc gia Đài

nhập được diễn ra Tuy nhiên, xem xét việc chọn lựa phân tích: (i) tập trung vào các động lực ngắn hạn như trái ngược với
mối quan hệ cân bằng dài hạn giữa các biến, và (ii) bị hạn chế bởi thời gian ngắn mẫu có sẵn cho một số các nền kinh tế thị
trường mới nổi
Một sự lựa chọn luân phiên có thể là mẫu VAR trong biến số. Tuy vậy,giá trị có thể là dự toán trong chừng mực hoặc
thông số VECM được miễn trừ trong vài tình huống (xem, e.g., Favero, 2001). Trong vấn đề xác nhập, phương pháp cũ sẽ
được xác định lại và mất hiệu quả. Mô hình véc tơ hiệu chỉnh sai số (VECM) có thể mang lại ước tính không phù hợp nếu
vector đồng liên kết tồn tại sai đối với mô hình. Đặc biệt hơn,các mẫu VAR trong sự khác biệt ban đầu của cá biến số thì bao
gồm như: Δoilt , t Δy , t Δe , t Δpimp , Δcpi và cuối cùng là phụ thuộc vào đơn vị kiểm tra gốc hoặc i hoặc t Δi .Tất cả các
mẫu được ước tính theo một hằng số và khuôn mẫu. Thời gian trễ chiều dài của VAR cho mỗi quốc gia được xác định bằng
cách xem xét các tiêu chí thông tin khác nhau giống như một số các bài kiểm tra đặc điểm kỹ thuật. Tiêu chí thông tin được
sử dụng để xác định được độ trễ tối ưu độ dài, nhưng quyết định cuối cùng dựa trên các bài kiểm tra đặc điểm kỹ thuật áp
dụng cho các ứng cử viên thay thế các mô hình.
Trong hai phần tiếp theo, chúng tôi lần đầu tiên thảo luận các kết quả của ERPT đến giá cả nội địa đối với thị trường
các quốc gia mới nổi và so sánh chúng với nguồn từ nhóm các quốc gia phát triển. Sau đó chúng tôi cố gắng thiết lập một
mối liên hệ giữa mức độ ERPT giữa các quốc gia và một số có thể có yếu tố quyết định bởi mối tương quan tính toán hệ số.
Cuối cùng chúng tôi điều tra các kết quả này bằng cách áp dụng hai mô hình nhận dạng thay thế.
4. Kết quả thực nghiệm.
Những ước lượng tác động của ERPT tới giá nhập khẩu và giá tiêu dùng cho tất cả các nước mới nổi trong mẫu của
chúng tôi được tóm tắt trong Bảng 3 và 4 cho hai khoảng thời gian,cụ thể là sau 4 hoặc 8 quý. Đối với hầu hết các quốc gia,
kết quả của chúng tôi nói chung khá chính xác về chỉ số giá tiêu dùng và giá nhập khẩu.ERPT tạo ra ảnh hướng lớn hơn tới
giá nhập khẩu so với giá tiêu dùng. Về cơ bản, một năm sau cú sốc ERPT tới giá nhập khẩu, các thống kê không khác nhau
trong các trường hợp của Argentina, Chile, Hung-ga-ri, Mexico, Balan và Thổ Nhi Kỳ;nthấp hơn một chút tại Cộng hòa Séc
và Hàn Quốc, và khá thấp ở hầu hết các nước châu Á khác. ERPT tới chỉ số giá tiêu dùng (CPI) cao nhất ở Hungary và
Mexico.Ở khu vực châu Á, ERPT tới CPI được xác định là đều thấp sau 4 và 8 quý.
Tiếp theo chúng tôi áp dụng phương pháp tương tự cho khu vực đồng Euro, Mỹ và Nhật Bản để đánh giá, cho dù mức
độ cao hơn hẳn so với các quốc gia ở thị trường mới nổi. Bảng 5 cho thấy rằng bằng chứng cho khu vực đồng tiền chung
châu Âu là rất phù hợp với kết quả được tìm thấy bởi các nghiên cứu trước đây của Hahn (2003) hoặc các phương pháp thay
thế (ví dụ Anderton, 2003, và Campa etal, năm 2005, với giá nhập khẩu). Ước lượng đối với trường hợp của Mỹ phù hợp
với lý thuyết chung cho rằng ERPT là rất thấp ở các nước phát triển, cả về giá nhập khẩu và giá tiêu dùng (xem Gagnon và
Ihrig, năm 2004). Tại Nhật Bản, ERPT tới CPI là rất nhỏ sau bốn và tám quý. Đối với giá nhập khẩu, ước lượng cho thấy

5. Liên hệ thực tiễn.
Trong phần này, chúng tôi đánh giá mức độ kết quả điều tra ban đầu của chúng tôi là nhạy cảm với sự lựa chọn của mô
hình định sẵn và một số thay đổi trong các biến số. Chúng tôi đánh giá lại mô hình với hai mô hình định sẵn, dựa trên hai
biến thay thế trong sự thoái biến Cholesky . Ở bước đầu tiên, chúng tôi thay thế các biến (mô hình thay thế 1), oil
t
,i
t
, y
t
, e
t
,
pimp
t
, cpi
t
, đặc biệt là lãi suất sẽ biến động trước tỷ giá hối đoái, như ví dụ được đề xuất bởi Choudhri và các cộng sự của
ông vào năm 2002. Điều này cho phép một sự phản hồi cùng thời điểm của tỷ giá hối đoái lên các thay đổi trong công cụ chính
sách tiền tệ. Điều này được lý giải trên cơ sở xem xét những tiêu chuẩn của cán cân thương mại, theo đó lãi suất cao hơn làm
cho những thứ quy đổi được ra tiền tệ trở nên hấp dẫn hơn bằng cách khai thác sự chênh lệch của lãi suất (tỷ giá). Ước tính là
sự trung chuyển theo mô hình thay thế biến tương tự như những phần thảo luận trước (xem bảng 7 và bảng 8). Có một ngoại lệ
là Hungary dự toán trung chuyển tỷ giá hối đoái của cả giá nhập khẩu và CPI sụt giảm một cách đáng kể. Về giá nhập khẩu,
một năm trước sau cú sốc hệ số trung chuyển được tìm thấy là cao và không có sự khác biệt giữa các nước Argentina, Mexico
và Ba Lan. Trong trường hợp của Chi-lê, một năm sau sau cú sốc, hệ số nhập khẩu trung chuyển được tìm thấy phần nào thấp
hơn và gần hơn với các mức độ của Cộng hòa Séc và Hàn Quốc (trong khu vực giữa 0.7 và 0.8). Một năm sau khi sốc, mức độ
của giá nhập khẩu trung chuyển vẫn còn rất thấp ở các nước như Singapo, Đài Loan, mặc dù, trong những trường hợp trước đó,
sẽ tăng lên đáng kể trong 2 năm sau cú sốc.
Đối với chỉ số giá CPI, hệ số trung chuyển vẫn như trước đây, hầu như luôn nhỏ hơn giá trị nhập khẩu quy đổi. Hệ số
được tìm thấy cao nhất một năm sau cú sốc là tại Cộng hòa Séc, Mexico và Ba Lan. Ở châu Á, trung chuyển tỷ giá hối đoái
(ERPT) đến giá cả của người tiêu dùng là một trong nhiều trường hợp có mức độ thấp.Một lần nữa, trong trường hợp của

Đó là một sự thảo luận về ERPT trên cơ sở của các mô hình
có cấu trúc khác nhau để đưa ra những kết luận khác nhau liên quan đến việc xác đinh tỷ giá hối đoái phụ thuộc vào những
giả định của mô hình bên dưới (xem ví dụ Marston năm 1990 và Devereux và cộng sự năm 2006). Trong các mô hình này,
một vai trò đặc biệt quan trọng là giả định cho dù các công ty định giá bằng đồng nội tệ, nơi họ bán sản phẩm hoặc bằng
đồng tiền của công ty sẵn có. Trong khi các mô hình cung cấp những khái niệm rõ rang của ERPT phụ thuộc vào tính giả
định của mô hình, họ thường có xu hướng đi đến kết luận chắc chắn về việc có 1 sự gắn kết giữa tỷ giá hối đoái và các khái
niệm cơ bản trên. Tất cả các tài liệu này đều chỉ ra rằng, sự thay đổi nền kinh tế vĩ mô sẽ ít có khả năng giải thích cho tỷ giá
hối đoái trong ngắn và trung hạn. Đặc biệt là, rất khó để phát hiện ra giá trị tỷ giá hối đoái thực ban đầu- biến động là được
thúc đẩy bới tỷ giá hối đoái danh nghĩa mà không có 1lý giải trước đó. Liên quan đến điều này, mô hình thay thế thứ 2 cho
phép tỷ giá hối đoái chịu tác động bởi những cú sốc khác nhưng với một độ trễ, ngầm giả định rằng cùng thời gian này các
nhân tố khác (như là “tiếng ồn trong kinh doanh” hoặc việc xem xét thông tin không hoàn hảo – cả hai đều quan trọng trong
bối cảnh thị trường mới nổi) có xu hướng chiếm ưu thế. Mặc dù, mô hình này tương đối khác, nhưng kết quả mà chúng tôi
nhân được là những chú ý giống như những gì đã được thảo luận trong phần trước (bảng 10 và 11). Trung chuyển giá nhập
khẩu được tìm thấy gần bằng , sau 1 đến 2 năm, như ở Argentina, Chi-lê, Hungary, Ba Lan, Mexico và Thổ Nhĩ Kỳ, trong
khi đó là ước tính thấp hơn nhiều ở các nước châu Á và Cộng hòa Séc. Trung chuyển giá tiêu dùng thuownghf được tìm thấy
là thấp hơn so với trung chuyển giá nhập khẩu ở tất cả các quốc gia và trong trường hợp của một số quốc gia châu Á là gần
như bằng 0 sau cả 1 đến 2 năm. Lặp đi lặp lại các phân tích tương quan, chúng tôi luôn tìm thấy bằng chứng của mối quan
hệ tích cực giữa trung chuyển tỷ số giá tiêu dùng và lạm phát (ở mức 1%) sau khi đã loại trừ Argentina và Thổ Nhĩ Kỳ ra
khỏi mẫu (xem Bảng 12). Hệ số tương quan giữa trung chuyển tỷ số giá tiêu dùng và các thước đo còn lại của một nền kinh
tế vĩ mô bất ổn cũng tích cực và hầu như luôn luôn có ý nghĩa thống kê cho tất cả các lần xem xét. Mối liên quan giữa trung
chuyển tỷ số giá tiêu dùng và sự cởi mở lại một lần nữa tích cực, sau khi kiểm soát được lạm phát, nhưng không có ý nghĩa
thống kê.
6. Kết luận chung.
Bài nghiên cứu này cung cấp bằng chứng thực nghiệm về những mô hình của ERPT tới giá nội địa dựa trên mô hình
vec-tơ tự hồi quy để so sánh một lượng lớn các quốc gia trên thế giới, gồm một số lượng lớn các quốc gia mới nổi từ ba khu
vực kinh tế mới nổi trên thế giới và nhóm các quốc gia công nghiệp dẫn đầu. Ở tất cả các quốc gia, kết quả nghiên cứu đều
phủ nhận ERPT tới chuỗi giá cả.Phân tích của chúng tôi phần nào thay đổi quan điểm cho rằng ERPT luoon được coi là cao
hơn ở những thị trường mới nổi so với các quốc gia phát triển. Đối với những quốc gia mới nổi với lạm phát ở mức một con
số (điển hình là các quốc gia châu Á) ERPT ở mức thấp và không giống với mức độ ERPT ở các quốc gia phát triển. Một
cách tổng quát, chúng tôi thấy rằng mối liên hệ giữa Pass-through và lạm phát có ý nghĩa thống kê đáng kể khi có mặt hai

3 0.1 -0.09 15 0.13 0.03
4 0.95 -0.11 16 -0.01 0
5 1.32 0.03 17 -0.08 -0.03
6 1.04 0.13 18 -0.06 -0.06
7 1.03 0.15 19 -0.09 -0.08
8 0.48 0.2 20 -0.12 -0.09
9 0.92 0.2 21 -0.18 -0.11
10 0.48 0.21 22 -0.19 -0.13
11 0.36 0.21 23 -0.19 -0.14
12 0.21 0.13 24 -0.21 -0.15
Bình

quân 0.61 0.08 -0.06 -0.05
Như bảng 5 cho thấy, hệ số ERPT, theo định nghĩa của tác giả, nằm ở cột IMP (thực chất cũng là độ co dãn của
giá nhập khẩu), còn sự trung chuyển tác động tỉ giá đến lạm phát (theo chúng tôi, cũng là ERPT và đây mới chính là
ERPT cần quan tâm trong điều hành chính sách tiền tệ và tỉ giá) nằm ở cột CPI. Hiệu ứng trung chuyển cơn sốc tỉ giá đến
giá cả mạnh hơn ở năm thứ nhất và đảo chiều ở năm tiếp theo.
Độ co dãn của giá nhập khẩu trong năm thứ nhất bình quân bằng 0,61; nghĩa là 61% thay đổi của tỉ giá được trung
chuyển sang giá nhập khẩu. Đặc biệt, các giai đoạn từ 5 đến 7 cho thấy sự trung chuyển còn hơn cả toàn phần. Điều
này là hợp lí, bởi vì phần lớn các hợp đồng nhập khẩu dựa trên cơ sở giao hàng trong tương lai. Khi nhà xuất khẩu và nhập
khẩu phát hiện cơn sốc tỉ giá vào thời điểm kí hợp đồng, họ sẽ đưa những thay đổi này vào hợp đồng được giao hàng trong
các tháng sau. Tác động của tỉ giá đến giá nhập khẩu được loại bỏ hoàn toàn vào tháng thứ 15 sau các cơn sốc tỉ giá. Trong
15 tháng này, độ co giãn giá nhập khẩu dao động trong khoảng 0.07 và 1.32, hay bình quân là 0.61. So với độ co dãn giá
nhập khẩu, ERPT là nhỏ và chậm hơn. Một cơn sốc dương của tỉ giá dẫn đến một cơn sốc dương của CPI từ giai đoạn thứ 5
đến giai đoạn thứ 15. Phản ứng cao nhất của CPI nằm ở giai đoạn thứ 10 và 11 sau cơn sốc tỉ giá và chỉ số CPI tăng 0.21%
khi nội tệ giảm giá 1%. Mặc dù vậy, ERPT bình quân trong năm thứ nhất là 0.08, thấp hơn kết quả đo lường của IMF năm
2003 là 0.25 trong năm thứ nhất. Có một số nguyên nhân giải thích cho những thay đổi này. Thứ nhất, chỉ số
CPI bình quân trong giai đoạn 1995 – 2003 được sử dụng trong nghiên cứu của IMF là 5.9%, cao hơn mức
4.9% trong giai đoạn 2001 – 2007. Giả thiết Taylor (2000) cho rằng môi trường lạm phát thấp hơn, nhìn chung,
sẽ làm giảm ERPT. Do đó, lạm phát thấp hơn ở giai đoạn 2001- 2007 so với giai đoạn 1995-2003 có thể giai thích hiện

từ IFS.
11
Bảng 1
Tóm tắt các chỉ số các nước ở thị trường mới nổi
Asia CEEC and Turkey Latin American
China
Hong
Kong
Korea Singapore Taiwan
Czech
Republic
Hungary Poland Turkey Argentina Chile Mexico
Thời gian mẫu
91Q1
04Q1
86Q1
04Q1
76Q4
04Q1
75Q1
04Q1
80Q2
04Q1
93Q1 04Q1
88Q4
03Q3
91Q1
03Q4
89Q1
03Q4

Độ lệch chuẩn của lãi suất năm 1.6 2.6 1.8
Phương sai lạm phát 14 18.2 10.1
Mức taăng trưởng sản lượng trung bình 3.4 2.5 2.2
Phương sai tăng trưởng 2.4 3.6 2.1
Nhập khẩu/GDP 9 11.8 11.7
12
Bảng 2 tổng hợp về các điều kiện vĩ mô trung bình ở 3 nền kinh tế phát triển gồm:khu vực EU, Mỹ và Nhật bản tạo nên những tiêu chuẩn so sánh. Những nền kinh tế này có mức lạm phát trung bình
càng thấp thì điều kiện kinh tế vĩ mô càng tốt hơn so với những quốc gia mới nổi. Dựa trên cơ sở số liệu lạm phát, có thể tìm một trong các quốc gia mới nổi có mức “pass-through” thấp nhất ở Châu Á và cao
nhất ở khu vực Mỹ Latin, trừ trường hợp của Chile.Thị trường càng mở, dù có thể góp phần làm giảm ảnh hưởng của ERPT tới CPI đặc trưng bởi các nước châu Mỹ La tinh, nhưng tạo ra ảnh hưởng tích cực
đặc biệt trong trường hợp của Hồng Kong và Singapore – 2 quốc gia thông thoáng nhất trong thương mại.
Bảng 3
Phản ứng lũy kế khi tỷ giá thay đổi 1%
Mô hình cơ bản
Lũy kế phản ứng của giá nhập khẩu (theo %)
Trung Quốc Hong Kong Nhật Bản Singapore Đài Loan
Cộng Hòa
Séc
Hungary Balan Thổ Nhy Kỳ Agentina Chile Mexico
quý 4 - 0.43 0.78 0.13 0.12 0.72 1.26 0.86 0.91 0.87 1 1.54
quý 8 - 0.93 0.57 0.76 -0.12 0.48 1.77 1.3 1.76 1.23 0.82 1.99
Lưu ý: Xem văn bản mô tả chính của mô hình cơ bản. Cỡ mẫu như trong dòng đầu tiên của bảng 1.
Bảng 4
Phản ứng lũy kế khi tỷ giá thay đổi 1%
Mô hình cơ bản
Lũy kế phản ứng của giá tiêu dùng (theo %)
Trung Quốc Hong Kong Nhật Bản Singapore Đài Loan
Cộng Hòa
Séc
Hungary Balan Thổ Nhy Kỳ Agentina Chile Mexico
quý 4 0.08 0.07 0.19 -0.15 0.01 0.61 0.48 0.31 0.09 0.02 0.35 0.76

Bảng 7
Phản ứng lũy kế khi tỷ giá thay đổi 1%
Mô hình thay thế 1
Lũy kế phản ứng của giá nhập khẩu (theo %)
Trung Quốc Hong Kong Nhật Bản Singapore Đài Loan
Cộng Hòa
Séc
Hungary Balan Thổ Nhy Kỳ Agentina Chile Mexico
quý 4 - 0.53 0.75 0.1 0.19 0.73 0.75 0.91 0.36 0.86 0.77 1.44
quý 8 - 1.05 0.51 0.7 -0.11 0.59 0.74 1.21 0.85 1.3 0.39 1.81
Lưu ý: Xem văn bản mô tả chính của mô hình thay thế.Cỡ mẫu như trong dòng đầu tiên của bảng 1.
Bảng 8
Lũy kế phản ứng đến một cú sốc tỷ giá hối đoái
Mô hình thay thế 1
Lũy kế phản ứng của giá tiêu dùng (theo %)
Trung Quốc Hong Kong Nhật Bản Singapore Đài Loan Cộng Hòa Hungary Balan Thổ Nhy Kỳ Agentina Chile Mexico
14
Séc
quý 4 0.07 0.15 0.12 -0.17 0.03 0.55 0.07 0.3 0.08 0.02 0.11 0.6
quý 8 0.76 0.41 0.01 -0.09 0.02 0.72 0.06 0.53 0.1 0.39 -0.05 1.11
Lưu ý: Xem văn bản mô tả chính của mô hình thay thế 1. Cỡ mẫu như trong dòng đầu tiên của bảng 1.
Bảng 9
Sự tương quan của hiệu ứng trung chuyển tác động của tỷ giá đến CPI với các biến số lựa chọn
Mô hình thay thế 1
Tương quan Preason Tương quan Spreaman
T=4 T=8 T=4 T=8
Lạm phát trung bình 0.62** 0.52* 0.56** 0.41
TGHD danh nghĩa hiệu dụng khấu hao TB 0.56** 0.6** 0.27 0.44*
Độ lệch chuẩn lạm phát 0.62** 0.64** 0.48* 0.49*
Độ lệch chuẩn TGHD danh nghĩa hiệu dụng thay

Bảng 12
Sự tương quan của hiệu ứng trung chuyển tác động của tỷ giá đến CPI với các biến số lựa chọn
Mô hình thay thế 2
Tương quan Preason Tương quan Spreaman
T=4 T=8 T=4 T=8
Lạm phát trung bình 0.75*** 0.85*** 0.88*** 0.83***
TGHD danh nghĩa hiệu dụng khấu hao TB 0.58* 0.75*** 0.33 0.45
Độ lệch chuẩn lạm phát 0.63** 0.76*** 0.68** 0.71**
Độ lệch chuẩn TGHD danh nghĩa hiệu dụng thay
đổi 0.55** 0.63** 0.55** 0.42
Nhập Khẩu /GDP -0.15 -0.09 -0.2 -0.1
Kiểm soát lạm phát 0.2 0.31 0.41 0.58**
TGHĐ: Tỷ giá hối đoái
Lưu ý: * / ** / *** là mối tương quan có ý nghĩa thống kê ở mức 10/5/1% bằng cách sử dụng một bài kiểm tra một phía của sự tương quan tích cực. Kiểm tra có ý nghĩa cho các mối tương
quan Spearman được dựa trên những số lượng của Spearman’s rho trong Conover (1999).
Trong trường hợp mối tương quan với sựmở rộng được kiểm soát bởi lạm phát, chúng tôi sử dụng các thặng dư từ các phương trình liên quan của hiệu ứng trung chuyển tác động của tỷ giá đến
chỉ số giá tiêu dùng vàcủa nhập khẩu / GDP đến lạm phát
16
Tài liệu nước ngoài tham khảo
European Central Bank Working Paper Series
For a complete list of Working Papers published by the ECB, please visit the ECB’s website (http://www.ecb.int)
1 .“The behaviour of producer prices: some evidence from the French PPI micro data”
by E. Gautier, December 2006.
2. “Forecasting using a large number of predictors: is Bayesian regression a valid alternative to
principal components?” by C. De Mol, D. Giannone and L. Reichlin, December 2006.
3. “Is there a single frontier in a single European banking market?” by J. W. B. Bos and
H. Schmiedel, December 2006.
4. “Comparing financial systems: a structural analysis” by S. Champonnois, December 2006.
5. “Comovements in volatility in the euro money market” by N. Cassola and C. Morana, December 2006.
6. “Are money and consumption additively separable in the euro area? A non-parametric approach”

February 2007.
25.“Asset allocation by penalized least squares” by S. Manganelli, February 2007.
26 .“The transmission of emerging market shocks to global equity markets” by L. Cuadro Sáez, M. Fratzscher
and C. Thimann, February 2007.
27.”Inflation forecasts, monetary policy and unemployment dynamics: evidence from the US and the euro area”
by C. Altavilla and M. Ciccarelli, February 2007.
28.“Using intraday data to gauge financial market responses to Fed and ECB monetary policy decisions”
by M. Andersson, February 2007.
29.“Price setting in the euro area: some stylised facts from individual producer price data” by P. Vermeulen,
D. Dias, M. Dossche, E. Gautier, I. Hernando, R. Sabbatini and H. Stahl, February 2007.
30.“Price changes in Finland: some evidence from micro CPI data” by S. Kurri, February 2007.
31.“Fast micro and slow macro: can aggregation explain the persistence of inflation? ”
32.“What drives business cycles and international trade in emerging market economies?”
by M. Sánchez, February 2007.
33.“International trade, technological shocks and spillovers in the labour market: a GVAR analysis of the
US manufacturing sector” by P. Hiebert and I. Vansteenkiste, February 2007.
34.“Liquidity shocks and asset price boom/bust cycles” by R. Adalid and C. Detken, February 2007.
18
35.“Mortgage interest rate dispersion in the euro area” by C. Kok Sørensen and J D. Lichtenberger,
February 2007.
36.“Inflation risk premia in the term structure of interest rates” by P. Hördahl and O. Tristani, February 2007.
37.“Market based compensation, price informativeness and short-term trading” by R. Calcagno and F. Heider,
February 2007.
by M. Cipriani and A. Guarino, February 2007.
38. “Structural balances and revenue windfalls: the role of asset prices revisited” by R. Morris and L. Schuknecht,
March 2007.
39.“Commodity prices, money and inflation” by F. Browne and D. Cronin, March 2007.
19