Tiểu luận: Hiệu ứng truyền dẫn của tỷ giá hối đoái ở thị trường các nước mới nổi

Chia sẻ: Gnfvgh Gnfvgh | Ngày: | Loại File: PDF | Số trang:18

Thêm vào BST

Báo xấu

75
lượt xem 7
download

Download Vui lòng tải xuống để xem tài liệu đầy đủ

Tiểu luận: Hiệu ứng truyền dẫn của tỷ giá hối đoái ở thị trường các nước mới nổi trình bài các nghiên cứu trước đây, phương pháp nghiên cứu, nội dung và kết quả nghiên cứu. 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.

Chủ đề:

Bình luận(0) Đăng nhập để gửi bình luận!

Lưu

Nội dung Text: Tiểu luận: Hiệu ứng truyền dẫn của tỷ giá hối đoái ở thị trường các nước mới nổi

TRƯỜ NG ĐẠI HỌ C 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 Tr ịnh Việt Tiệp Lớp-CH K hóa : Đêm 2 – K22
M ỤC LỤC Trang Phần 1: Giới thiệu ........................................................................................................ Phần 2: Tổng quan các kết quả nghiên cứu trước đây ............................................. Phần 3: Phương pháp nghiên cứu .............................................................................. Phần 4: Nội dung và các kết quả nghiên cứu ............................................................ Phần 5: Kết l uận........................................................................................................... 2
HIỆU ỨNG TRUYỀN DẪN CỦA TỶ GIÁ HỐI ĐOÁI Ở THỊ TRƯỜNG CÁC NƯỚC MỚI NỔI Tóm tắt (Abstra ct) Bài nghiên cứu này xem xét mức độ truy ền dẫn của tỷ giá (ERPT) đến giá cả ở 12 thị trường mới nổi ở châu Á, Mỹ Latinh, và Trung và Đôn g Âu. Kết quả của chún g tôi, dựa trên ba m ô hình tự hồi quy vec-tơ thay t hế, m ột phần làm đảo lộn cách suy n gh ĩ thông thường cho rằng E RPT đối với cả giá nhập khẩu và giá tiêu dùng ở các quốc gia đan g phát triển luôn cao hơn so với ở các quốc gia phát triển. Đối với thị trường mới nổi với mức lạm phát chỉ m ột con số (nhất là các nước châu Á), hiệu ứn g tr uyền dẫn đối với giá nhập khẩu và giá tiêu dùn g được nhận thấy là thấp và khôn g đồn g đều so với các cấp độ của các nước phát triển. Nghiên cứu c ũng tìm thấy bằng ch ứng mạnh m ẽ về m ối quan hệ tích cực giữa mức độ ERPT và lạm phát, phù hợp với giả thuyết c ủa Taylor một khi hai nước ( Ar gentina và Thổ Nh ĩ Kỳ) được lo ại trừ khỏi phân tích. Cuối cùn g, là hiện diện mối liên h ệ chặt chẽ giữa m ở cửa nhập khẩu và ERPT, trong khi về m ặt lý thuyết lại ít tìm t hấy những chứng cứ hổ trợ cho thực nghiệm. 1. Giới thiệu (Introdution) Hiểu được tác động của những biến động c ủa tỷ giá hối đoái l ên giá cả là cần thiết đứng trên phươn g diện ch ính sách để giúp đo lườn g sự phản ứn g của chính sách tiền tệ phù hợp đối với sự vận độn g của đồng tiền. Nhữn g n ghiên cứu thực nghiệm đã ch ỉ ra rằng những biến động trong tỷ giá hối đo ái và giá cả không phải là son g hành từ ngắn hạn đến trung hạn. Một nghiên cứu lý thuyết mở rộng, được phát t riển qua 3 thập kỷ qua, đã đưa ra những lý giải khá c nhau về lý do tại sao h iệu ứn g truyền dẫn của tỷ giá hối đo ái lên giá nhập khẩu và giá tiêu dùng là không hoàn toàn . Nhữn g phân tích thực nghiệm cũn g c ung cấp nh ữn g bằn g chứn g về sự kh ác biệt đán g kể về ERPT giữa các quốc gia. Taylor (2000) đã đưa ra một luận chứn g chính cho vấn đề này, đưa ra giả thuyết rằn g phản ứng của giá cả đối với sự giao động của tỷ giá hối đoái phụ th uộc hoàn toàn vào lạm phát. Bài n ghiên cứu n ày xem xét mức độ của ERPT đến giả cả ở 12 thị trường mới nổi ở Châu Á, Châ u Mỹ Latinh, Trun g v à Đông Âu. Để đạt được điều này, chúng tôi sử dụng một chiến lược m ô h ình hóa đã được McCarthy (2000) sử dụn g nghiên c ứu ở các nước phát t riển và được Hahn (2003) ứng dụn g ở các quốc gia sử dụng đồn g tiền ch un g châu âu. Ch ún g tôi ước lượng mô hình tự hồ i quy vec tơ, mô hình này gồm những đường chuẩn dựa 3
trên những biến số về sản lượng đầu ra, tỷ giá hối đoái, giá nhập khẩu và giá tiêu dùng, lãi suất ngắn hạn và giá dầu. Phươn g pháp tiếp cận tự hồi quy v ec tơ này tính đến cả yếu tố nội sinh có thể xảy ra giữa c ác biến liên quan. Nh ững cú sốc v ề tỷ giá được x ác định bằng cách sắp đặt thích hợp biến liên quan và ứn g dụn g một cơ chế xá c định hệ số đệ quy. Vì việc sắp đặt thứ tự các biến là quan trọng nên chúng tôi tiến hành phân tích độ nhạy khi trật tự các biến thay đổi . Để có thể so sánh, ch úng tôi cũn g đánh giá các mô hình có thể so sánh với chuẩn m ực của các n ước phát triển, cụ thể là các quốc gia sử dụng đồn g tiền chung châ u âu, Mỹ và Nhật Bản. Kết quả xá c nhận rằn g E RPT suy giảm theo chuỗi giá cả, ngh ĩa là hiệu ứng truyền dẫn của t ỷ giá lên giá tiêu dùn g thấp h ơn so v ới giá nhập khẩu. Cũn g có bằng chứn g cho thấy ERPT các n ước phát triển là thấp, đặc biệt là trường h ợp của Mỹ và ít ảnh h ưởng lên giá tiêu dùng ở Nhật. Phù hợp với nh ữn g n ghiên cứu trước đây, ERPT ở khu vực đồn g tiền chung châ u â u có ph ần c ao hơn so v ới Mỹ, c ả về giá nh ập khẩu v à giá tiêu dùng. Phân tích của ch ún g tôi cũn g phần nào thay đổi lối suy nghĩ thông thườn g rằn g EPRT ở các nước mới nổi luôn cao hơn ở n ước phát t riển. Đối với các nền kinh tế đang nổi với mức lạm phát 1 con số ( đặc biệt nhất là các quố c gia Châu Á tron g m ẫu của chúng tôi), ERPT t hấp và rất không đồn g đều so với m ức phổ biến ở các nước phát triển. Tóm lại, bài n ghiên cứu này chứng thực rõ ràn g m ối quan hệ ch ắc chắn giữa m ức độ ERPT và lạm phát, phù hợp với giả thuyết của Taylor. Kết quả này chỉ rõ r àn g sau kh i loại trừ 2 quốc gia ( Ar gent ina và Thổ Nhĩ Kỳ) ra khỏi kh ảo sát, vì nhữn g trở n gại tron g vi ệc đánh giá liên quan đến tình hình bất ổn vĩ mô nghiêm trọng thể hiện ở mẫu hai quốc gia này. Cuối cùn g, l à hiện diện mối liên h ệ ch ặt chẽ giữa mở cửa nhập khẩu v à ERPT trong kh i v ề m ặt lý thuyết lại ít tìm thấy những ch ứn g cứ hổ trợ cho thực nghiệm . Bài nghiên cứu đánh giá lại nhữn g kết quả n ghi ên cứu, khám phá độ lớn của ERPT và mức độ kh ác nhau giữa các quốc gia bằng cách ư ớc lượn g m ô hình tự hồi quy véc-tơ (VAR) cho các thị trườn g m ới nổi, và cho các nền kinh tế côn g nghiệp chính, như kh u vực đồn g Euro, M ỹ và Nhật được sử dụng như nhóm kiểm soát. Cách tiếp cận phư ơn g trình tương đương được sử dụng để tính tới khả năng nội sinh cao và tiềm ẩn giữa các biến có liên quan. Đơn giản bỏ qua tính tương đương, như t hườn g được thực h iện đối v ới những tiếp cận phươn g trình giản đơn, sẽ m an g lại kết quả độ nghiên g phươn g trình tươn g đươn g. Ngoài ra, kh ung mô hình được chọn hay ở chổ nó cho ph ép tìm ra sự phản ứn g tích cực 4
của các biến đối với cú sốc ngo ại sinh qua thời gian. Các bài nghi ên cứu cho đến nay ước lượng hoặc m ô hình phươn g trình giản đơn hoặc hệ phuơng trình cho m ột quốc gia riêng biệt, hoặc cũn g thiết lập nên các m ô hình giản đơn cho một tập hợp lớn các quố c gia (Choudhri và Hak ura-2006, Mihaljek và cộng sự-2000). Thay vào đó, trong nghiên cứu này, ch ún g tôi ứn g dụng cách tiếp cận hệ thống đến một số lượng đán g kể các quốc gia ở 3 khu v ực thị trườn g m ới nổi chính trên thế giới, c ụ thể là ch âu Á, châu Mỹ Latinh, Trung và Đông Âu. Đồng thời, ch úng tôi sử dụn g c ùng 1 cách tiếp cận đối v ới 3 nền kinh tế công nghiệp lớn, để bảo đảm cho kết quả có lợi thế so sánh giữa các quố c gia. Bằng cách ước lượng mô hình của m ỗi quố c gia trong phạm vi thời gian lâu nhất có thể, thêm nữa, chúng tôi xoáy vào m ức độ chính xác cao nhất có thể của việc ước lượng hiệu ứn g truy ền dẫn cho mỗi quốc gia. Về mặt này, một yếu tố quan t rọng cho phân tích là vi ệc 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 m ột cơ sở dữ liệu chất lượn g và sẵn có đối với các nền kinh tế thị truờng mới nổi. Điều này cũn g gi úp chúng tôi đáp ứng được yêu cầu của cách tiếp cận hệ thống dựa trên số lượng lớn tươn g đối các biến để cho phép độn g lực đủ lớn và tránh được độ n ghiêng của biến. Sau đó, tác giả sử dụn g kết quả của quốc gia của chúng tôi để kiểm tra cách suy nghĩ thông thường rằn g ERPT ở thị truờn g m ới nổi cao hơn so với các nền kinh tế công n ghiệp và để điều tra các m ẫu của hiệu ứn g truyền dẫn tỉ giá giữa các quốc gia trong mối tương quan với nhau, t heo McCarthy (2000), Cho udhri và Hakura (2006). Cho dù ERPT có cao hơn hay khôn g trong thị truờng mới nổ i là vấn đề quyết định bởi cán cân thươn g mại và cũn g quyết định bởi lựa chọn ch ế độ tỷ giá của quố c gia. M ức tương đối cao của hiệu ứng truyền dẫn đối với các n uớc đan g phát triển cũn g được xem là nguyên nhân các nước đang phát t riển “sợ thả nổ i tỉ giá” đã được m inh chứn g bằn g tài liệu. Đây cũn g là v ấn đề, bởi vì hiệu ứn g tr uyền dẫn thấp trong c ác thị trườn g m ới nổi có thể được khơi gợi lên là sức mạnh thị truờng của những do anh n ghiệp trong nh ữn g quốc gia này đan g tăn g lên và khôn g giảm, bởi vì xu h ướn g toàn cầu hóa như vậy. Tuy nh iên, các thị trường mới nổ i thể hiện các đặc điểm đặc biệt quan trọng gây khó kh ăn cho việc đạt được những ước tính đán g tin cậy của ERPT. Nh iều nước châu Á đang theo đuổi chính sách linh hoạt nhắm đến kiểm soát tỷ giá. Các nước Trung và Đôn g Âu trải qua thời kỳ biến đổi kinh tế trong thập niên 1990. Cuối 5
cùn g Thổ Nhĩ Kỳ và vài nuớc châu Mỹ Latinh đã trải qua tình trạng bất ổn vĩ m ô với đặc điểm t ỷ lệ lạm phát rất cao và/hoặc m ức dao độn g m ạnh của tỷ giá và lãi suất. Kết quả của ch úng tôi ch ỉ ủn g hộ 1 phần quan điểm phổ biến rằn g m ức độ của ERPT thì cao hơn trong các thị truờng mới nổ i so v ới các quốc gia phát triển (lấy mức chuẩn là Mỹ, khu vực đồng Euro và Nh ật). Đặc biệt hơn, chúng tôi nhận thấy rằng, ở các nền kinh tế m ới nổi với lạm phát thấp (đán g ch ú ý là châu Á) thì hiệu ứng truyền dẫn đối v ới giá cả tiêu dùn g thì khá nhỏ. Liên quan đến vấn đề này, bài n ghiên cứu nhìn chung ủn g hộ giả thuyết của Taylor, tìm ra bằn g chứng có sự tươn g quan thuận giữa “hiệu ứn g truyền dẫn” và lạm phát trong thị truờng m ới nổi. Mối tương quan này dường như có ý n ghĩa thống kê v ới nhữn g h ệ thống xác định kh ác nha u kh i xem xét khi 2 nuớc bên n goài bị loại trừ. Nh ư trong n ghiên cứu liên quan, nh ìn chung vai trò của việc m ở cửa thuơng m ại mờ nhạt ngay cả sau khi kiểm soát được tỷ lệ lạm phát. 2. Tổng quan các kết quả nghiên cứu trước đây (literature review) Hơn h ai thập kỷ qua nhiều n ghiên cứu k inh tế lớn v ề hi ệu ứng truyền dẫn của tỷ giá hối đoái (ERPT) đã được công bố. Bắt nguồn từ nhiều quan điểm khác nha u, các nghiên cứu thực n ghi ệm kiểm định v ai trò của ERPT t rong các nền kinh tế nhỏ và lớn. Các n ghiên cứu đưa ra trường hợp ở các n ước phát triển bao gồm An derton (2003), Campa và Go ldberg (2004), Campa và cộng sự (2005), Gagnon và Ihrig (2004), Hahn (2003), Ihrig và cộn g sự (2006) và McCarthy (2000). Cũng có n ghiên cứu ứn g dụng trên các n ền kinh tế thị trườn g m ới nổi, bao gồm sự so sánh giữa các quốc gia như của Choudhri và Hakura (2006), Frankel v à cộng sự (2005), và Mihaljek cùn g cộng sự (2000). Theo truyền thống các nhà kinh tế học đã đưa ra nhữn g giả định được đơn giản hóa, rằng giá cả của hàn g hóa trao đổi – được biểu thị trong cùn g một loại tiền tệ - thì bằn g nhau giữa các quốc gia, tức là thỏa điều kiện n gan g bằng sức mua. Tuy nhiên, theo giả định này nhìn ch un g ít được ủng hộ, ít nhất là trong trường hợp m ẫu nhỏ và trong khoảng thời gian n gắn đến trun g hạn. Ph ù hợp v ới chứn g cứ này, các n ghiên cứu lý thuyết được công bố trong hai thập kỷ qua đã đưa ra nh ững giải thích khác nhau cho việc tại sao E RPT không hoàn chỉnh. Trong nghiên cứu của Dornbusch (1987) đã minh chứng hiệu ứn g truy ền dẫn không hoàn chỉnh phát sinh từ nhữn g doanh n ghiệp hoạt độn g tron g nh ữn g thị trườn g có đặc trưng cạnh tranh không ho àn hảo và điều chỉnh 6
cộng vào giá vốn (không chỉ điều ch ỉnh giá bán) để phản ứn g lại với cú sốc tỷ giá hối đoá i. Bur stein và cộn g sự (2003) t hay vì vậy lại nhấn mạnh vai trò của n guồn đầu vào trong nước (khôn g có giao thương) trong h ệ thống phân phố i hàng hóa giao t hươn g. Bur stein và cộng sự (2005) chỉ rõ vấn đề đo lường trong CPI, khi nó bỏ qua điều chỉnh chất lượn g trong tổng thể điều chỉnh lớn của hàng hóa giao thươn g. Một nguyên nhân khác gây nhiều sức ép hơn lên vai trò c ủa nhà điều hành chính sách tài khóa và tiền tệ, bởi việc bù đắp m ột phần tác động của thay đổ i tỷ giá hối đoá i lên giá cả ( Gagnon và Ihrig, 2004). Devere ux và Engel (2001) và Bacch etta và van W incoop (2003) khám phá ra vai trò thay thế của giá cả đồn g nội tệ trong v iệc làm giảm mức độ của ERPT. Chứn g thực nhữn g cách tiếp cận lý thuyết khác nhau này, ngh iên cứu thực n ghiệm cho cả nền kinh tế phát triển và mới nổ i đã ph át hiện bằng chứn g về sự khôn g hoàn toàn của ERPT. Các nghiên cứu này c ũng cho thấy bằng chứn g về sự khác nhau đáng kể giữa các quốc gia, đưa đến m ột câu hỏ i tự nhiên là điều gì cơ bản quyết định đến hiệu ứn g tr uyền dẫn. Cụ thể là T aylor (2000) đã đưa ra giả thuy ết rằng sự phản ứn g của giá cả đối với dao động của tỷ giá hối đoái rõ ràn g phụ th uộc vào lạm phát. Lý do cơ bản của việc này là tươn g quan t huận giữa mức độ và thời gian tồn tại của lạm phát, đi đôi với liên kết giữa thời gian tồn tại lạm phát và h iệu ứng truyền dẫn. Mối liên kết sau có thể được diễn giải nh ư sau: thời gian lạm phát càn g lâu, thì tạm thời càng ít nhận thấy được sự chuyển độn g của tỷ giá hố i đoái và càng nhiều do anh n ghiệp sẽ ph ản ứng lại thông qua việc điều chỉnh giá cả. Bằn g chứn g qua các n ghiên cứu khác nhau nhìn chung đều ủng hộ giả thuyết c ủa Taylor. T uy nhiên, m ối quan hệ cùn g chiều giữa mức độ hiệu ứn g truy ền dẫn và lạm phát dườn g nh ư thể hiện càn g m ạnh m ẽ hơn khi các thị trường m ới nổi được đưa vào trong giai đoạn lấy mẫu khi x em xét (thấy rõ trong bằn g chứn g dữ liệu bản g của Choudhri và Hak ura, 2006). Điều này có thể không đáng ngạc nhiên, khi nhữn g tranh luận lý thuyết của Taylor trở nên có ý nghĩa hơn đối với tỷ lệ lạm phát cao hơn. Một yếu tố quyết định quan trọng khác của ERPT, từ quan điểm lý thuyết là mức độ m ở cửa thương mại của một quốc gia. Liên hệ trực tiếp nhất giữa hai biến số này là cùn g chiều: quốc gia càn g m ở cửa, thì ch uyển động của tỷ giá hối đoái càn g được tr uyền tải nhiều thông qua giá nhập kh ẩu vào sự thay đổi của CPI. T uy nhiên, tình hình trở nên phức tạp hơn m ột khi chún g ta tính đến yếu tố lạm phát có thể tương quan 7
nghịch với độ mở cửa, nh ư phát hiện trong n gh iên cứu thực n ghiệm c ủa Rom er (1993). Điều này làm nảy sinh một kênh gián tiếp, từ đó độ mở thương m ại có tương quan nghịch với lạm phát, và m ức độ hiệu ứn g truyền dẫn theo giả thuyết của Taylor. Nhữn g kênh trực tiếp và gián tiếp đi theo các h ướn g đối lập nha u và dấu hiệu tổng thể của tương quan giữa hiệu ứn g truyền dẫn và độ m ở cửa vì thế có thể là tươn g quan thuận lẫn tươn g quan nghịch. Các bài n ghiên cứu cho đến n ay ước lượng hoặc m ô hình phươn g trình giản đơn hoặc hệ ph uơn g trình cho một quố c gia riên g biệt, hoặc cũng thiết lập nên các mô hình giản đơn cho m ột tập hợp lớn các quốc gia (Choudhr i và Hakura-2006, Mih aljek và cộng sự-2000 3. Phương phá p nghiên cứu (Methodology and data) Phân tích được thực h iện bằn g cách sử dụn g một m ô hình VAR tiêu ch uẩn như sau: Trong đó,Yt đại diện cho vector các biến nội sinh, c là 1 hằn g số, Ф biểu thị cho các ma trận của h ệ số tự hồi quy và ε là sai số. Xác định cấu trúc của cú sốc bằn g cách sắp xếp trật tự các biến và ứn g dụn g ph ân tích Cho lesky để giảm sai số ε c ủa m a trận hiệp phươn g sai. Khi bắt đầu từ quan điểm phân tích, m ột mô hình Var gồm 6 biến số tươn g 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 oilt, biến số sản lượn g đầu r a y t, tỉ giá et, chỉ số giá nhập khẩu p imp t, chỉ số tiêu dùng cpit, và biến lãi suất ngắn hạn it. Tỉ giá hối đoái và 2 biến số giá là nh ững biến số chính trong phân tích của ch ún g ta. Biến số sản lượn g đầu ra và giá dầu được đề cập để nắm bắt những ảnh hưởn g đến nh ữn g 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 độn g của chính sách tiền tệ ảnh hưởng đến mối quan hệ của hiệu ứng truyền dẫn. Trong mô hình chuẩn, nhữn g biến số được sắp theo thứ tự ở trên. Việc sử dụng hàm đệ quy n gụ ý rằn g nhữn g biến độn g m ang tính tạm t hời sẽ ảnh hưởn g đến những biến số tương ứn g và những biến số đó được sắp xếp ở một giai đo ạn sau, nhưng không 8
có tác độn g đến nhữn g biến số đã được sắp xếp trước đó. Vì v ậy nó h ợp lý để lấy biến số ngoại sinh nhất, trong trường hợp đầu tiên n ày là giá dầu. Những biến độn g c ủa giá dầu có thể ảnh h ưởn g tạm thời đến tất cả các biến số khá c trong hệ thống nhưn g giá dầu không để chính nó bị ảnh hưởn g tạm thời bởi bất kỳ biến động nào khác. Những biến số tiếp theo trong hệ thống là sản lượn g đầu ra và tỉ giá hối đoái. Với cách sắp xếp này chún g ta ngầm giả định một tác động m ang tính chất tạm thời của việc biến động tỉ gía trong khi cũng có m ột độ trễ nhất định về vi ệc sự tác độn g của biến độn g tỉ giá hối đoái đến yếu tố sản lượn g đầu ra. Nh ữn g biến số giá được sắp xếp tiếp theo v à theo đó tạm thời bị ảnh h ưởn g bởi tất cả những biến động đã đề cập ở trên. Theo ch uổi giá cá, trước h ết là giá nhập khẩu sau đó là giá t iêu dùn g cho phép một sự tác độn g tạm thời của giá nhập khẩu đến giá tiêu dùn g nhưng khôn g ho àn toàn n gược lại. L ãi suất được sắp xếp sau cùn g kể đến thị trường tiền tệ và là một phần của chính sách tiền tệ để phản ứng tính tạm t hời với tất cả các biến số trong mô hình. Đặc điểm kỹ thuật cơ bản thể hi ện một trong vài lựa chọn hợp lý t rong những điều kiện biến số rỏ ràng và được x ác định hợp lý. Vì vậy, sau đó ch úng ta thực hiện một phân tích độ nh ạy bằng sử dụn g hai côn g thức cho mô hình khác nhau. Thu thập số liệu (lấy mẫu) và Xử lí số liệu Trong ngh iên cứu này tác giả tập trung phân tích v ào các quốc gia thuộc ba kh u vực lớn trên thế giới, châ u Á (Trung Quốc, Hàn Quốc, Sin gapor e, Đài Lo an và Hồng Kôn g), Trung và Đôn g Âu ( Cộn g hò a Séc, Hungary, Ba Lan) và Thổ Nhĩ Kỳ, và Mỹ Latinh (Argentina, Chile và Mexico). Chọn lựa tập hợp các quố c gia này là các thị trường đan g nổi trong nh ữn g kh u vực này. Đối với mỗi quốc gia, tập hợp các dữ liệu quý được thu thập, thời gian càng trở v ề trước càn g tốt. Giá dầu được đại diện bởi chỉ số giá dầu thô tính bằng đồn g đô la Mỹ. Biến sản lượn g đầu ra được chọn là GDP, mặc dù trong một vài trường hợp chúng tôi đã sử dụn g sản lượn g sản x uất công n ghiệp để thời gian lấy mẫu dài h ơn. Đối với tất cả các nước,tỷ giá m à chúng tôi sử dụng là tỷ giá danh nghĩa đa phương . Hơn n ữa, giá nhập khẩu và giá tiêu dùn g bằng nội tệ được sử dụn g, ngoại trừ Trung Quốc - chúng tôi bị giới hạn phân tích giá tiêu dùn g bởi vì giá nhập khẩu khôn g có sẵn. Cuối cùng, các côn g cụ chính sách tiền tệ được đại diện bởi m ột 9
mức lãi suất ngắn hạn. Bởi vì thời gian lấy mẫu ph ụ thuộc vào dữ liệu sẳn có, dữ liệu khác nhau giữa các n ước. Mức độ ERPT tại m ỗi nước được tính bằn g cách dự tính một đặc điểm của mô hình (1) cho các v ector của các biến nộ i sinh được lựa chọn, nó được đưa vào ch uỗi các dữ liệu liên t ục. Các kiểm tra n ghiệp đơn vị chỉ ra rằn g h ầu hết các biến trong các quốc gia được n ghiên c ứu là biến khôn g dừn g (ch ỉ có m ức lãi suất được tìm thấy là dừng trong m ột số trường hợp), trong khi kiểm tra sự đồn g liên kết, Johansen đã cung cấp bằng chứn g yếu v ề m ối quan hệ của sự cân bằn g dài h ạn giữa các biến trong một số nước. Với nh ững đặc tính của dữ liệu, VAR trong sai phân bậc 1 của các biến không dừng thể hiện một đặc điểm kỹ thuật ph ù hợp với các mô hình. Nếu ủng hộ VAR trong sai ph ân bậc 1 thì dẫn đến việc đi n gược với m ô hình Vector sửa lỗi (VECM), có thể dẫn đến lỗi kỹ thuật, nếu xuất hiện đồn g liên kết. Tuy nhiên, sự lựa chọn của ch úng tôi cũn g cho rằn g việc phân tích: ( i) tập trung vào ngắn hạn thay vì m ối quan h ệ cân bằng dài hạn các giữa các biến, và (ii) bị hạn chế bởi các m ẫu có thời gian ngắn có sẵn của một số các nền kinh tế thị trườn g m ới nổ i. Một sự lựa chọn thay thế khả thi sẽ có được một m ô 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 khôn g tránh được các vấn đề (xem, ví dụ, Favero,2001). Trong sự xuất hiện của đồng liên kết, các ph ươn g pháp cũ chịu ảnh hưởng của thông số hóa vượt m ức và mất đi tính hiệu quả. VECM sẽ tạo ra ước tính không phù hợp n ếu vector đồng liên kết không đún g được áp dụn g trong m ô hình. Cụ thể hơn, m ô hình VAR trong sai phân bậc 1 của các biến khôn g dừn g bao gồm Δoilt, Δyt , Δet, Δpim pt, 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 m ột hằng số và biến giả thời vụ. Độ trễ của VAR đố i với m ỗi quố c gia được xác định bằng cách xem xét các tiêu chí thông tin khác nhau cũn g tốt như m ột số kiểm t ra chi tiết các thuộc tính. Tiêu chí thông tin được sử dụn g để giúp xác định độ trễ tối ưu, nh ưn g quyết định c uối cùn g được dựa trên các kiểm tra t huộc tính áp dụng cho các m ô hình thay thế. 10
4. Nội dung và cá c kết quả nghiên cứu (Resul ts) Các ước tính về ERPT lên giá nhập khẩu v à giá tiêu dùn g cho tất cả các nước thị trường mới nổ i trong mẫu của chúng tôi được tóm tắt trong bản g 3 và 4 theo 2 trục thời gian, c ụ thể là sau 4 quí và 8 quí. Đối với hầu hết các quốc gia kết quả của chún g tôi nhìn chung dường như đán g tin cậy cả về chỉ số CPI và giá nhập khẩu. ERPT được thấy rằng là giảm theo chuỗi giá cả, tức là nó đối v ới giá nhập khẩu cao hơn so với giá tiêu dùn g. Cụ thể, m ột năm sau cú sốc thì h iệu ứn g tr uyền dẫn v ào giá nhập khẩu được nhận thấy là cao và theo thống kê là xoay quanh mức 1 trong các trườn g hợp của Ar gentina, Ch ile, Hungary, Mexico, Polan d và Thổ Nhĩ kỳ và thấp hơn một chút đối với Côn g hòa Czech và Hàn Quốc 9 và khá thấp ở hầu hết các quốc gia châu Á khác . ERPT đến CPI là c ao nhất ở Hungary và Mexico. Tuy nhiên, ở Châu Á, h iệu ứn g tr uyền dẫn đến CPI được nhận thấy thấp cho cả 4 quí và 8 quí. Về Sin gapore, trong kh i ước lượn g điểm của các hệ số được tìm thấy là âm, không có ý nghĩa khá c o. Tác giả áp dụng cùn g phươn g ph áp đối với kh u vực đồng euro, Mỹ và Nhật Bản để đánh giá x em mức độ của h iệu ứn g truyền dẫn có cao h ơn ở các thị trườn g mới nổi hay không. Bảng 5 cho thấy bằng ch ứn g rằng khu vực đồn g Euro là rất m ạnh phù hợp với các ước tính trong bài nghiên cứu khác sử dụng ph ươn g ph áp tươn g tự (x em Hahn, 2003) hoặc cũn g phù hợp với các ước tính sử dụn g các phươn g pháp thay thế (ví dụ Anderton, năm 2003, và Cam pa et al., năm 2005, giá nhập khẩu). Các ước tính đố i với Hoa Kỳ là ph ù hợp với sự nhất trí chung rằn g hiệu ứng truyền dẫn của tỷ giá là rất thấp ở Hoa Kỳ, cả đối với giá nhập khẩu và giá tiêu dùng (xem Gagnon và Ihrig, năm 2004, cho giá tiêu dùn g). Tại Nhật Bản, ảnh hưởn g tỷ giá vào CPI được tìm thấy là r ất nhỏ cả h ai sau 4 quí và 8 quí. Về khoản mục giá nhập khẩu, ước tính cho Nhật Bản là c ao hơn ở kh u vực đồn g Euro và Mỹ, và về mặt thống kê thì phù h ợp với hiệu ứn g truyền dẫn sau cả 1 năm. S sánh các ước tính o về hiệu ứn g truyền dẫn giữa các nền kinh tế tiên tiến và mới nổi, kết quả một phần đảo lộn suy nghĩ thông thườn g r ằng mức độ ERPT ở thị trườn g mới nổi luôn luôn cao hơn so với ở các n ước phát triển. Cụ thể hơn, ch ún g tôi thấy rằng trong n ền kinh tế mới nổ i lạm phát thấp (điển hình là các nền kinh tế châu Á) hiệu ứn g truyền dẫn lên giá tiêu dùn g cũn g khá thấp. Bước tiếp theo trong phân tích là để có được một số hiểu biết về các yếu tố kinh tế vĩ m ô quyết định ERPT. Tác giả bắt đầu bằn g vi ệc khám phá xem liệu khi phù hợp với giả thuyết của Taylor có bằn g chứn g về tươn g quan thuận giữa hiệu ứng tr uyền dẫn và lạm phát hay không. Để minh họa tác giả bắt đầu phân tích bằng trực quan kiểm tra mối quan hệ giữa m ức độ ERPT sau một năm và l ạm phát cho các thị trườn g m ới nổi trong m ẫu (xem hình 1). Hình 1: Hiệu ứn g 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 đố i với cú số c tha y đổi 1% tỷ g iá sau m ột năm ; trục hoành: lạm phát trung bình trong giai đoạn ước tính). 11
Lưu ý: Mô hình sử dụn g là mô hình đườn g 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), Hon g Kong ( HK), Đài Loan (TW), S gapore ( SG). in Như trong hình 1, hai nhóm quốc gia có thể được x ác định. Nhóm quốc gia thứ nhất, lạm phát hàng năm trung bình ít hơn 10% so với m ẫu, có mức độ ERPT thấp (nhìn chung ít hơn 10%). Nhóm thứ ha i, l ạm phát trung bình rõ ràn g cao h ơn - từ 10% đến 20%, ERPT lên giá tiêu dùng cao hơn đáng kể (kho ảng 40%). Nhóm quố c gia n ày dườn g như cun g cấp ít hỗ trợ cho giả thuyết Taylor. Hai nước khác trong mẫu là Argentina và Thổ Nhĩ Kỳ, dườn g nh ư rõ ràn g là n goại lệ, bởi vì chúng v ừa 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 Argent ina, v iệc m ở rộn g mẫu quá nhiều báo h iệu có sự gia tăng m ạnh đột ngột các biến tài chính trong phân tích (sau đó phải điều chỉnh đến m ức độ thông thường hơn). Bằn g cách hạn chế thời gian lấy mẫu để loại trừ các giai đoạn lạm phát cao, thay vào đó, không chỉ là th u gọn lại chiều dài dữ liệu mà còn làm cho m ẫu ngắn hơn, thành một phần nhỏ hơn, việc này có thể làm sai lệch, nh ằm khoanh v ùng các giai đoạn lạm phát cao. Ví dụ một trường hợp kết thúc với giai đoạn lạm phát cao, trong đó ổn định kinh tế vĩ mô vẫn còn đan g tiếp diễn, v à đối chiếu nó với định gía cao đồng tiền (hồi ph ục từ mức giảm giá mạnh tại các giai đoạn siêu lạm phát). Do đó, tron g nhữn g trườn g hợp này rất khó để phục hồi các mối quan hệ cơ bản giữa chuyển độn g tỷ giá và giá cả mà có thể tăng trong môi trườn g kinh tế không ổn định. Ph ươn g pháp VAR và nói ch un g m ọi phương pháp ước tính kinh tế không có khả năn g có cá c phương pháp đo lường mức độ hiệu ứng truyền dẫn ý n gh ĩa nào nếu giá cả, tỷ giá hối đoá i và lãi suất biến độn g quá m ức. Ngược lại, 12
nội hàm kinh tế của Taylor dườn g như tìm thấy bằng chứng hỗ trợ nếu chúng tôi loại trừ Thổ Nhĩ Kỳ và Ar gent ina ra khỏi mẫu. Ấn tượng trực quan mối tương quan thuận giữa hi ệu ứn g truyền dẫn và lạm phát được xácđịnh bằn g hai biện pháp đo lườn g sự tươn g quan ch uẩn – phương pháp Pearson, và phươn g pháp xếp hạn g h ệ số tươn g quan S earm an – m ức độ tươn g quan giữa hiệu ứng p truyền dẫn và một số yếu tố quyết định hợp lý. Các kết quả thể hiện trong Bảng 6. Các số liệu đo lường này xác nhận r ằn g có một m ối tương quan thuận giữa hiệu ứn g tr uyền dẫn và lạm phát ở cả trục thời gian 4 qúi và 8 quí. Hệ số tươn g quan có ý n ghĩa trong cả trường hợp hệ số tươn g quan của Pearson và Sp earman tại cả hai trục thời gian 4 và 8- quý ở mức ý n ghĩa 1%. Các số liệu đo lườn g khác về sự bất ổn kinh tế v ĩ mô cũn g tươn g quan thuận với ERPT, mặc dù mức độ ý n gh ĩa nó i ch un g là hơi nhỏ hơn. T ươn g tự Choudhr i và Hakura (2006) và McCarthy (2000), ch úng tôi tìm thấy rất ít bằn g chứn g v ề mối quan hệ thuận giữa ERPT đố i với giá tiêu dùng và m ức độ mở cửa. Phát hiện này có thể được xem là đán g ngạc nhiên trong sự hy vọn g mối quan hệ thuận trực tiếp giữa các biến, như là kết quả từ kênh chuyển giao từ nhập khẩu đến giá tiêu dùng. Một cách để hợp lý hóa kết quả khó hiểu trước đó là x em xét mối tương quan n gược chiều giữa lạm phát và độ m ở cửa như theo báo cáo của Romer (1993). Sau khi kiểm so át lạm phát, hệ số tương quan giữa hiệu ứn g truyền dẫn và độ mở cửa ch uyển sang th uận, mặc dù không có ý n gh ĩa thống kê. Ngoài ra, t rong bài viết này, tác giả còn đánh giá lại nh ữn g nghiên cứu là nhạy cảm đến hàm đệ quy và m ột số thay đổi trong các biến. Tác giả ước lượn g lại m ô hình với hai hàm đệ quy thay thế, dựa trên h ai cách sắp x ếp các biến thay thế trong ph ân tích Cholesky. Ban đầu, áp dụn g ph ươn g án sắp xếp thay thế nh ư sau (mô hình thay thế 1), oilt , it, yt, et, pimp t, cpit, m à cụ thể là m ức lãi suất được đặt ra trước tỷ giá hối đo ái, như ví dụ của Choudhri và cộn g sự (2002) đã đề x uất. Việc sắp đặt này cho phép thể hi ện được sự phản ứn g tạm t hời của tỷ giá hối đoái đối với thay đổi trong côn g cụ chính sách tiền tệ. Điều này có thể được giải thích t rên cơ sở x em xét carry-trade tiêu ch uẩn, theo đó lãi suất cao hơn (trong khi nh ững thứ khác thì n gang bằn g nhau) làm cho đồn g tiền hấp dẫn hơn bằn g cách khai thác sự thất bại của m ua bán chênh lệch giá. Ư ớc lượn g hiệu ứn g truyền dẫn theo phươn g án hàm đệ quy thay thế này nói chung rất giốn g với ước lượn g đã được thảo luận trong phần trước (xem bảng 7 và 8). Một ngoại lệ đối với trường hợp này là Hun gary, với ước lượng ERPT đối với cả giá nhập khẩu v à CPI sụt giảm đán g kể. Về giá nhập khẩu, như trước đây một năm sau c ú sốc hệ số hiệu ứn g tr uyền được nhận thấy là cao và không có ý nghĩa khác biệt với m ức 1 ở Ar gentina, Mexico và Ba Lan. Trong trường hợp của Chi le, hệ số hiệu ứn g truyền lên giá nh ập khẩu giờ đây được nhận thấy hơi thấp hơn và gần hơn mức độ của Cộng hòa Czech và Hàn Quốc m ột năm sau cú sốc (ở khoản g giữa 0,7 - 0,8). Một năm sau c ú số c, m ức độ hiệu ứn g tr uyền lên giá nhập khẩu vẫn còn rất thấp với các trường hợp của Singapore và Đài Loan, m ặc dù ở Sin gapore hiệu ứn g truy ền lên giá nhập khẩu tăng lên đáng kể hai năm sau cú sốc. Về CPI, hệ số h iệu ứng truyền như trước đây hầu như luôn nhỏ hơn đối với giá nhập khẩu. Hệ số giờ đây được nhận thấy là cao nhất m ột năm sau cú sốc ở Cộn g hò a Séc, Mexico và Ba L an. Ở ch âu Á, ERPT đối v ới giá tiêu dùn g một lần nữa được nhận thấy thấp. Một lần nữa, trong trường hợp của Sin gapore, mặc dù các ước lượn g điểm của các hệ số được nh ận thấy là âm, không ý n ghĩa gần mức 0. Kết quả tổng thể là khôn g thay đổi đối với tất cả các nước với m ức lạm phát trung bình ít hơn 10% có đặc điểm ERPT ước tính có mức độ vừa phải. Nh ư trước khi Ar gent ina v à T hổ Nhĩ Kỳ bị loại r a vì h iệu ứng truy ền lên giá tiêu dùng rất thấp. Nếu loại trừ ha i quốc gia này, tươn g quan thuận giữa hiệu ứng 13
truyền và lạm phát vẫn được nhận thấy là dươn g sau cả 4 và 8 quý, m ặc dù m ức độ ý nghĩa thấp hơn so v ới trong kịch bản đầu tiên mà chún g tôi đã x em xét (xem bản g 9). Các số liệu đo lường khác về sự bất ổn kinh tế v ĩ m ô c ũng tươn g quan thuận với mức độ ERPT tại các mức ý nghĩa khác nhau ở cả m ốc năm đầu tiên và thứ hai. Cuối cùng, một lần nữa tác không tìm thấy bằng chứn g về m ối quan hệ thuận m an g ý n gh ĩa thốn g kê giữa E RPT và độ mở, ngay cả sau khi ki ểm soát lạm phát. Mô hình thay thế thứ hai bao gồm cả nhữn g điều chỉnh các biến được đưa vào và sắp đặt thay thế trật tự các biến trong phân tích Cholesky. Trong các mô hình trước đó, tác giả đưa v ào biến giá dầu mà có t hể thể hiện được ảnh h ưởng của phía nhà cung cấp và chi phí giao t hươn g, do đó, ắc h ẳn sẽ giúp loại bỏ hợp lý hơn ảnh hưởng ngoại sinh của tỷ giá từ ảnh hưởng của chi phí giao thươn g. Một lập luận tươn g tự áp dụn g đối với sự gia t ăng giá nội địa. Do đó, trong mô hình thay thế này tác thay thế giá dầu bởi giá sản xuất nội địa ppit, nó cũng tính đến sự cần thiết của m ột mô hình tiết kiệm. Biến thay thế để sử dụn g cho mục đích này có thể là tiền lương. Tuy nh iên biến n ày khôn g có sẵn dữ liệu đối với số lượng lớn các nước được xem xét. Liên quan đến thay đổ i trật tự của các biến, trong mô hình thay thế thứ 2, chún g tôi theo quan điểm lý thuyết khá mạnh m ẽ bằng cách giả định rằng tỷ giá hối đoái khôn g bị ảnh hưởn g tạm thời bởi nh ững cú sốc đánh vào bất kỳ biến nào khác trong hệ thống, nghĩa là nó sẽ được đặt tại vị trí dẫn đầu tron g trật tự của các biến như sau: et, pimp t, y t, ppi t, cpit, it. Có m ột nghiên cứu lớn thảo luận ERPT trên cơ sở các mô hình cấu trúc khác nhau, đi đến k ết luận lý thuy ết khác liên quan đến việc quyết định tỷ giá hối đoá i tùy th uộc vào các giả định cơ bản của mô hình (xem ví dụ Marston, năm 1990, và Dev ere ux et al., 2006). Trong các mô hình n ày, một vai trò đặc biệt quan trọng được giả định là liệu công ty sẽ định giá bằn g đồng tiền nội tệ tại nơi họ bán sản phẩm hay bằng đồn g tiền tại nơi sản xuất sản phẩm . T rong khi các mô hình này cung cấp nhữn g hiểu biết chặt chẽ về các kh ái niệm ERPT tùy thuộc vào các giả định cơ bản khác nha u của mô hình, chúng ho àn toàn có x u h ướn g kết luận m ạnh m ẽ về sự liên kết tạm thời giữa tỷ giá hố i đoái và tập hợp con các n guyên tắc c ơ bản hợp lý. Tất cả các bài n ghiên cứu n ày tiềm năn g phê bình r ằng các biến kinh tế vĩ mô có ít khả năn g giải thích t ỷ giá hối đoá i trong ngắn hạn đến tr ung hạn. Đặc biệt, thật khó để phát hiện sự đảo chiều trong tỷ giá hố i đoái thực - biến độn g này dường như được th úc đẩy bởi sự gia tăn g tỷ giá hối đoái danh nghĩa mà không phải là dễ dàn g ph ù h ợp với nhữn g giải thích cơ bản. Đối với điều này, mô hình thay thế số 2 cho phép tỷ giá hố i đoá i bị ảnh hưởn g bởi nh ững cú sốc đối với các biến khác nhưng chỉ với m ột độ trễ, đồng thời cũng mặc nhiên thừa nhận rằn g ít nhất c ác y ếu tố khác có xu hướng ch i phối (các yếu tố khác như “ giao dịch nhiễu” hoặc thông tin không hoàn hảo - cả hai điều r ất quan trọn g trong bối cảnh thị trườn g đan g nổi). Mặc dù m ô hình này tươn g đối khác nha u, c ác k ết quả mà chúng tôi có được tương tự với các kết quả được thảo luận trong phần trước (Bảng 10 và 11). Hiệu ứn g truyền đến giá nhập khẩu được nhận thấy là gần bằn g 1, cả sau mốc thời gian một và hai n ăm, tại Ar gent ina, Ch ile, Hun gary, Ba L an, Mexico và Thổ Nhĩ Kỳ, trong khi ước tính là thấp hơn rất nhiều ở các quốc gia châ u Á v à Cộng hòa Czech. Hiệu ứng truyền lên giá tiêu dùng nhìn chun g được nhận thấy là thấp hơn so với hiệu ứn g truyền lên giá nhập khẩu ở tất cả các quốc gia và trong vài quốc gia châ u Á là gần bằn g 0 sau cả mốc thời gian một và hai năm. Lặp lại các phân tích tươn g quan, ch úng tôi luôn tìm thấy bằng ch ứng nhất quán về mối quan hệ thuận có ý n ghĩa giữa hiệu ứn g truyền lên chỉ số CPI và lạm phát (ở mức 1%), sau khi loại trừ Argentina và Thổ Nhĩ Kỳ ra khỏi mẫu nghiên cứu (xem Bản g 12). Các hệ số tươn g quan giữa hi ệu ứn g truyền lên CPI và các số liệu đo lườn g còn lại về bất ổn kinh 14
tế vĩ m ô c ũng dương và hầu như luôn luôn ý n ghĩa thống k ê cho tất cả m ốc thời gian được xem xét. Sự liên kết giữa hiệu ứn g tr uyền lên CPI v à độ m ở m ột lần n ữa là dươn g, sau khi kiểm soát lạm phát, nhưng khôn g có ý n ghĩa thống kê. 5. Kết luận (C onclusions) Bài n ghiên cứu n ày c ung cấp bằn g chứn g thực ngh iệm về những hình mẫu thế giới ERPT lên giá cả nội địa dựa trên các mô hình tự hồi qui v ectơ cho lượng đán g k ể các quốc gia, bao gồm một lượng lớn các quốc gia ở thị trường mới nổi từ 3 khu vực mới nổi trên thế giới và nhóm kiểm soát các n ước côn g n ghi ệp. Ở tất cả các quốc gia kết quả chỉ ra rằng ERPT suy giảm theo ch uỗi giá cả. Phân t ích phần nào đảo lộn lối suy n ghĩ thông thường rằng ERPT ở các nền kinh tế m ới nổi luôn luôn cao hơn đán g kể so với các nền k inh tế phát t riển. Đối với các thị trườn g mới nổi m ức độ lạm phát hàn g năm chỉ 1 con số (h ầu hết ở các n ước Châu Á) ERPT thấp và không kh ác biệt đán g kể so với mức độ ERPT ở các nước phát triển. Nhìn theo m ột phương diện ch ung hơn, tác giả nh ận thấy rằn g m ối liên kết giữa h iệu ứn g truyền dẫn và lạm phát có ý nghĩa thống kê khi 2 nước Argentina và Thổ Nhĩ Kỳ được đưa ra khỏi mẫu, nếu v ậy thì kết quả dường như là không đáng tin cậy. Thêm vào đó, Bằng chứng về mối tương quan thuận giữa hiệu ứn g truyền dẫn và độ m ở cửa dường như yếu hơn mối tương quan giữa hiệu ứn g truyền dẫn và lạm phát, ngay cả khi mức lạm phát được kiểm soát . Tài l iệu tham khảo An derton, R. (2003), Ext ra-Euro Ar ea Man ufacturin g Import Prices an d Exchange Rate Pass- Through, ECB Wo rking Pape r No. 219. Bacchetta, P. and van Wincoop, E. (2003), Why do Con sumer Prices React Less than Im port Prices to Exchan ge Rates?, Journal o f European Economic Associa tion, 1, 662-670. Bur stein, A., Eich en baum , M. and Rebelo, S. (2005), L arge Devaluations and the Real Exchange Rate, Jou rnal of Political Econom y, 113, 742-784. Bur stein, A., Nev es, J. an d Rebelo, S. (2003), Distribution Co sts an d Real Ex chan ge Rate Dynamics Dur in g Exchan ge- Rate-Based-St abilization s, Jou rnal of Moneta ry Econom ics, 50, 1189-1214. Campa, J. an d Gol dberg, L. (2004), Exch an ge Rate Pass-Through into Im port Prices, CEPR Discu ssion Paper No. 4391. Campa, J., Go ldberg, L. and Gon zález-Mín guez, J. (2005), Exchange Rate Pass-Through to Im port Prices in the E uro Are a, Fed era l Reserve Bank o f New York Staff Pape r No. 219. Choudhri, E. and Hak ura, D. (2006), Ex chan ge Rate Pass-Through to Dom estic Prices: Does the Inflationary Environm ent Matter?, Journal of In ternational Money and Finance, 25, 614- 639. Choudhri, E., Faruqee, H. an d Hakura, D. (2002), Exchange Rate Pass-Through in Differ ent 15
Prices, IM F Working Pap er, No. 02/224. Conover, W. (1999), Practical Nonparametric Stat istics, New York: John Wiley and Sons. Dever eux, M, an d En gel, C. (2001), “Endo geno us Curr ency of Price Setting in a Dynamic Open Economy Model”, NBER Working Paper No. 8559. Dever eux, M., Lane, P. an d Xu, J. (2006), Exchange Rates an d Monetary Policy in Em erging Market Economies, Econom ic Journal, 116, 478-506. Dornbusch, R. (1987), Exch ange Rates and Prices, Am erican E conom ic Review, 77, 93- 106. Fagan, G., Henry, J. and Mestre, R. (2005), An Area-W ide Mo del (AWM ) for the Euro Area, Economic Modelling, 22, 39-59. Favero, C. (2001), Applied Macroeconomics, Oxfor d: Oxford Univer sity Press. Frankel, J., Par sley, D. an d W ei, S (2005), Slo w Pass-Thro ugh Aroun d the W orld: A New . Im port for Developin g Count ries, NBER Wo rking Pape r No. 11199. Gagnon, J. an d Ihrig, J. (2004), Monetary Policy an d Exch ange Rate Pass-Through, Interna tional Journal o f Finance and Econom ics, 9, 315-338. Hahn, E. (2003), Pass-Through of External Sho cks to E uro Area Inflation, Eu ropean Central Bank Working Paper No. 243.18 Ihrig, J., Mara zzi, M. an d Rot hen ber g, A. (2006), Exchange Rate Pass-Through in the G-7 countries, Interna tional Finance Discussion Paper No. 851, Federal Reserve Boar d of Governors. McCarthy, J. (2000), Pass-Through of Exchange Rates and Im port Prices to Dom estic Inflation in Some Industrialise d Econom ies, Federal Reserv e Bank of New York Staff Report No. 111. Marcet, A. (2005), Ov er differ encing VAR's is OK, mim eo, Univer sitat Pompeu Fabr a. Marston, R. (1990), Pricing to Market in Japan ese Manufacturing, Jou rnal of Internat ional Economics, 29, 217-36. Meese, R. an d Ro goff, K. (1983), Empirical Exchan ge Rate Models of the Sevent ies: Do they Fit Out of S ample?, Journal of International Economics, 14, 345-73. Mihaljek, D. and Klau, M. (2000), A Not e on the Pass-Thro ugh from Exchan ge Rate an d Foreign Price Chan ges to Inflation in Selected Emer gin g Market Economies, BIS Pape rs, 8, 69-81. Romer, D. (1993), Openn ess an d Inf lation: T heory and Ev idenc e, Qua rterly Journal o f Economics, 4, 869-903. Taylor, J. (2000), Lo w Inflation, Pass-Through and the Pricing Po wer of Firm s, European Economic Review, 44, 1389-1408. Phụ lục: dữ liệu nguồn Dữ liệu của các thị trường đang nổi được sử dụng trong bài ngh iên cứu này trong khoảng thời gian lấy mẫu tối đa giữa quý 1 n ăm 1975 đến quý 1 n ăm 2004 (xem hàn g đầu tiên c ủa 16
Bảng 1). Đối với kh u vực đồng Euro, Mỹ và Nhật Bản, thời gian lấy m ẫu bắt đầu từ Q1 năm 1983. Mẫu chính x ác cho mỗi quốc gia đan g nổi lên, t ùy thuộ c vào dữ liệu sẵn có, được m ô tả trong hàn g đầu tiên của bản g 1. Các nguồn tươn g ứng như sau: Giá dầu trên danh nghĩa: theo Thống kê tài chính quốc tế IMF – IFS trở về trước -, giá Brent UK bằn g đô la Mỹ (dòng thứ 11.276). Sản lượng đầu ra: Chúng tôi sử dụng tổng sản phẩm quốc dân đối v ới Hồn g Kôn g, Hàn Quốc, Sin gapore, Hun gary, Thổ Nhĩ Kỳ, Chile (từ I FS, dòng 99bvp), Nh ật Bản và Mexico (OECD), khu vực đồn g e uro (từ ECB Area Wi de Model - từ AWM, xem Fagan v à cộng sự, 2005), Đài Lo an và Ar gent ina (nguồn quốc gia.), và Ho a Kỳ (từ IFS, dòn g 99bvr). Do thiếu các dữ liệu sẵn có, ch ún g tôi lựa chọn sử dụn g dữ liệu sản lượn g sản xuất công nghiệp trong các t rường hợp của Trung Quốc (n guồn quố c gia), Cộn g hòa Séc ( OECD) và Ba Lan (I FS dòn g 66). Tỷ giá hối đoái danh nghĩa: Chún g tôi sử dụn g tỷ giá hối đo ái danh ngh ĩa từ IFS cho tất cả các nước thị trường mới nổi, nhưn g Hong Kon g, Hàn Quốc, Sin gapore và Đài Loan (BI S), Thổ Nh ĩ Kỳ, Mexico (từ OECD) và Argent ina (JP Morgan). Đối với Mỹ và Nhật Bản, chúng tôi sử dụn g dữ liệu I FS ( dòn g số 0), và khu vực đồng euro từ dữ liệu AW M . Chỉ số giá nhập khẩu : Chúng tôi sử dụn g dữ liệu về giá nhập khẩu (chỉ dữ liệu về hàng hoá) từ IFS ( dòn g 76) cho Mỹ, Nhật Bản, Hàn Quốc, Singapore, Hun gary và Ba Lan, và từ các n guồn thay thế trong các trườn g h ợp: kh u vực đồng euro ( dữ liệu ECB), Đài Loan, Ar gent ina và Mex ico (n guồn quốc gia). Trong trường hợp của Chile, chúng tôi kết hợp dữ liệu giá nhập khẩu từ dòn g 76 IFS cho đến Q4-1995, và sau đó dữ liệu nhập khẩu đã loại trừ lạm phát từ Banco de Chile. Do không có sẵn dữ liệu, ch úng tôi sử dụn g dữ liệu nhập khẩu đã loại trừ lạm phát đối với Cộng hòa Séc (OE CD OEO), và giá trị đơn vị nhập khẩu của I FS ( dòn g 75) cho Hồng Kông v à Thổ Nh ĩ Kỳ. Ch ún g tôi không tiếp cận được dữ liệu liên quan đến giá nhập khẩu cho các mẫu trong trường h ợp của Tr ung Quố c. Chỉ số giá tiêu dùng: Ch ún g tôi sử dụn g dữ liệu CPI từ I FS ( dòn g 64) cho tất cả các nước ngoại trừ khu vực đồng Euro (HI CP dữ liệu từ AW M), Hong Kon g (BI S), Trun g Quốc và Đài Loan (nguồn quốc gia). Chỉ số giá sản xuất : Ch ún g tôi sử dụn g dữ liệu PPI từ I FS ( dòn g 62) cho tất cả các nước ngoại trừ Hon g Kong, Đài Lo an, Ar gent ina và T run g Quốc ( n guồn quốc gia ). Lãi suất ngắn hạn: Chún g tôi sử dụng lãi suất trên thị trường tiền tệ đối với Mỹ, Nhật Bản, Hàn Quố c, Sin gapore, Ba Lan, Thổ Nhĩ Kỳ, Ar gentina, (từ IFS dòn g 60 b), khu vực đồng , euro (từ AWM), Hồng Kôn g (từ BIS), và Đài Loan (từ Ngân hàn g Trun g ương Trung Quốc). Ch ún g tôi sử dụn g lãi suất trái phiếu kho bạc đối với Hun gary và Mexico (từ IFS, đường 60 C), v à lãi suất tiền gửi n gân hàn g đối với Trun g Quốc, Cộng hoà Séc và Ch ile (Từ IFS dòn g 60l). , Tỷ lệ Nhập khẩu / GDP : Để tính toán tỷ lệ này chúng ta sử dụn g h àng loạt dữ liệu nhập khẩu danh nghĩa (cho hàng hoá và dịch vụ, ngoại trừ Trung Quố c chỉ bao gồm hàn g hoá) trên GDP. Ch úng tôi sử dụn g dữ liệu nh ập khẩu danh nghĩa từ IFS ( đườn g 99b) cho tất cả các n ước ngoại trừ khu vực đồng Euro (ECB), Tr un g Quốc, Singapore, v à Đài Loan (nguồn quốc gia). Ch úng tôi sử dụn g dữ liệu GDP danh n ghĩa từ I FS ( dòn g 98c) cho tất cả các n ước ngoại trừ khu vực đồn g Euro (E urostat), Trung Quốc, Sin gapore, và Đài Loan (nguồn quốc gia) 17
18