Đề tài Hiệu ứng truyền dẫn của tỷ giá hối đoái ở thị trường các nước mới nổi

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 Tr ịnh Việt Tiệp Lớp-CH Khóa : Đêm 2 – K22 2 MỤC 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 luận........................................................................................................... 3 HIỆU ỨNG TRUYỀN DẪN CỦA TỶ GIÁ HỐI ĐOÁI Ở THỊ TRƯỜNG CÁC NƯỚC MỚI NỔI 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 ngh ĩ 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 khôn g 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 h ệ 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 ch ính sách để giúp đo lường sự phản ứng của chính sách t iền tệ phù hợp đối với sự vận động của đồng tiền. Những nghiên cứu thực nghiệm đã ch ỉ 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 t riển qua 3 thập kỷ qua, đã đưa ra những lý giải khác nhau về lý do tại sao h iệu 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 v à Đông Âu. Để đạt được điều này, chúng tôi sử dụng một chiến lược mô h ình hóa đã được McCarthy (2000) sử dụng nghiên cứu ở các nước phát t riển và được Hahn (2003) ứng dụng ở các quốc gia sử dụng đồng tiền ch ung châu âu. Chúng tôi ước lượng mô hình tự hồ i quy vec tơ, mô hình này gồm những đường chuẩn dựa 4 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. Phương pháp tiếp cận tự hồi quy vec tơ này tính đến cả yếu tố nội sinh có thể xảy ra giữa các biến liên quan. Những cú sốc v ề tỷ giá được x ác định bằng cách sắp đặt thích hợp biến liên quan và ứng dụng một cơ chế xác 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, chúng tôi cũng đánh giá các mô hình có thể so sánh với chuẩn mực của các nước phát triển, cụ thể là các quốc gia sử dụng đồng tiền chung châu âu, Mỹ và Nhật Bản. Kết quả xác nhận rằng ERPT suy giảm theo chuỗi giá cả, ngh ĩa là hiệu ứng truyền dẫn của tỷ giá lên giá tiêu dùng thấp h ơn so v ới giá nhập khẩu. Cũng có bằng chứng cho thấy ERPT các nước phát triển là thấp, đặc biệt là trường hợp của Mỹ và ít ảnh hưởng lên giá tiêu dùng ở Nhật. Phù hợp với nh ững nghiên cứu trước đây, ERPT ở khu vực đồng tiền chung châu âu có phần cao hơn so v ới Mỹ, cả về giá nh ập khẩu và giá tiêu dùng. Phân tích của ch úng tôi cũng phần nào thay đổi lối suy nghĩ thông thường rằng EPRT ở các nước mới nổi luôn cao hơn ở nước phát t riển. Đối với các nền kinh tế đang nổi với mức lạm phát 1 con số (đặc biệt nhất là các quốc gia Châu Á tron g mẫu của chúng tôi), ERPT thấp và rất không đồng đều so với mức phổ biến ở các nước phát triển. Tóm lại, bài nghiên cứu này chứng thực rõ ràng mối quan hệ chắc chắn giữa mức độ ERPT và lạm phát, phù hợp với giả thuyết của Taylor. Kết quả này chỉ rõ ràng sau kh i loại trừ 2 quốc gia (Argent ina và Thổ Nhĩ Kỳ) ra khỏi khảo sát, vì những trở ngại tron g việc đánh giá liên quan đến tình hình bất ổn vĩ mô nghiêm trọng thể hiện ở mẫu hai quốc gia này. Cuối cùng, là hiện diện mối liên h ệ chặt chẽ giữa mở cửa nhập khẩu và ERPT trong kh i v ề mặt lý thuyết lại ít t ìm thấy những chứng cứ hổ trợ cho thực nghiệm . Bài nghiên cứu đánh giá lại những kết quả nghiên cứu, khám phá độ lớn của ERPT và mức độ kh ác nhau giữa các quốc gia bằng cách ước lượng mô hình tự hồi quy véc-tơ (VAR) cho các thị trường mới nổi, và cho các nền kinh tế công nghiệp chính, như kh u vực đồng Euro, Mỹ và Nhật được sử dụng như nhóm kiểm soát. Cách tiếp cận phương 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 thường được thực h iện đối với những tiếp cận phươn g 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 một 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, ch úng 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 t rọng 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 n ghiệp 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 nổ i 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 t riển “sợ thả nổ i tỉ giá” đã được minh chứng bằng tài liệu. Đây cũng là v ấn đề, bởi vì hiệu ứng truyền dẫn thấp trong các thị trường mới nổi có thể được khơi gợi lên là sức mạnh thị truờng của những doanh nghiệp trong nh ững quốc gia này đang tăng lên và không giảm, bởi vì xu h ướng 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 đáng tin cậy của ERPT. Nhiều nước châu Á đang theo đuổi chính sách linh hoạt nhắm đến kiểm soát tỷ giá. Các nước Trung và Đông Âu trải qua thời kỳ biến đổi kinh tế trong thập niên 1990. Cuối 6 cùng Thổ Nhĩ Kỳ và vài nuớc châu Mỹ Latinh đã trải qua tình trạng bất ổn vĩ mô với đặc điểm tỷ lệ lạm phát rất cao và/hoặc mức dao động mạnh của tỷ giá và lãi suất. Kết quả của chúng tôi ch ỉ ủng hộ 1 phần quan điểm phổ biến rằng mức độ của ERPT thì cao hơn trong các thị truờng mới nổ i so với các quốc gia phát triển (lấy mức chuẩn là Mỹ, khu vực đồng Euro và Nhật). Đặc biệt hơn, chúng tôi nhận thấy rằng, ở các nền kinh tế mới nổi với lạm phát thấp (đáng chú ý là châu Á) thì hiệu ứng truyền dẫn đối với giá cả tiêu dùng thì khá nhỏ. Liên quan đến vấn đề này, bài nghiên cứu nhìn chung ủng hộ giả thuyết của Taylor, tìm ra bằng chứng có sự tương quan thuận giữa “hiệu ứng truyền dẫn” và lạm phát trong thị truờng mới nổi. Mối tương quan này dường như có ý n ghĩa thống kê v ới những h ệ thống xác định kh ác nhau 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 mở cửa thuơng mại 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 nghiên cứu k inh tế lớn v ề hiệu ứng truyền dẫn của tỷ giá hối đoái (ERPT) đã được công bố. Bắt nguồn từ nhiều quan điểm khác nhau, các nghiên cứu thực n ghiệm kiểm định vai trò của ERPT t rong các nền kinh tế nhỏ và lớn. Các n ghiên cứu đưa ra trường hợp ở các nước phát triển bao gồm Anderton (2003), Campa và Goldberg (2004), Campa và cộng sự (2005), Gagnon và Ihrig (2004), Hahn (2003), Ihrig và cộng sự (2006) và McCarthy (2000). Cũng có nghiên cứu ứng dụng trên các n ền kinh tế thị trường mới nổi, bao gồm sự so sánh giữa các quốc gia như của Choudhri và Hakura (2006), Frankel và cộng sự (2005), và Mihaljek cùng cộng sự (2000). Theo truyền thống các nhà kinh tế học đã đưa ra những giả định được đơn giản 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 n gắn đến trung hạn. Phù hợp v ới 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 n ghiệp 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 ch ỉnh giá bán) để phản ứng lại với cú sốc tỷ giá hối đoá i. Burstein và cộng sự (2003) thay vì vậy lại nhấn mạnh vai trò của nguồn đầu vào trong nước (khôn g có giao thương) trong hệ thống phân phố i 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 t iền tệ, bởi việc bù đắp một phần tác động của thay đổ i tỷ giá hối đoá i 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, ngh iên cứu thực n ghiệm cho cả nền kinh tế phát triển và mới nổ i đã ph át hiện bằng chứng về sự không hoàn toàn của ERPT. Các nghiên cứu này c ũng cho thấy bằng chứng về sự khác nhau đáng kể giữa các quốc gia, đưa đến một câu hỏ i 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 h iệu 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 hố i đoái và càng nhiều doanh nghiệp sẽ phản ứng lại thông qua việc điều chỉnh giá cả. Bằng chứng qua các n ghiên cứu khác nhau nhìn chung đều ủng hộ giả thuyết của Taylor. Tuy nhiên, mối quan hệ cùng chiều giữa mức độ hiệu ứng truyền dẫn và lạm phát dường như thể hiện càng mạnh mẽ hơn khi các thị trường mới nổi được đưa vào trong giai đoạn lấy mẫu khi xem xét (thấy rõ trong bằng chứng dữ liệu bảng của Choudhri và Hakura, 2006). Điều này có thể không đáng ngạc nhiên, khi những 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 mở cửa thương mại của một quốc gia. Liên hệ trực tiếp nhất giữa hai biến số này là cùng chiều: quốc gia càng mở cửa, thì chuyển động của tỷ giá hối đoái càn g được truyền tải nhiều thông qua giá nhập khẩu vào sự thay đổi của CPI. Tuy nhiên, t ình hình trở nên phức tạp hơn một khi chúng ta t ính đến yếu tố lạm phát có thể tương quan 8 nghịch với độ mở cửa, nh ư phát hiện trong n gh iên cứu thực nghiệm của Romer (1993). Điều này làm nảy sinh một kênh gián tiếp, từ đó độ mở thương mại có tương quan nghịch với lạm phát, và mức độ hiệu ứng truyền dẫn theo giả thuyết của Taylor. Những kênh trực tiếp và gián tiếp đi theo các h ướng đối lập nhau và dấu hiệu tổng thể của tương quan giữa hiệu ứng truyền dẫn và độ mở cửa vì thế có thể là tương quan thuận lẫn tương quan nghịch. Các bài nghiên cứu cho đến nay ước lượng hoặc mô hình phương trình giản đơn hoặc hệ phuơng trình cho một quốc gia riêng biệt, hoặc cũng thiết lập nên các mô hình giản đơn cho một tập hợp lớn các quốc gia (Choudhr i và Hakura-2006, Mihaljek và cộng sự-2000 3. Phương pháp nghiên cứu (Methodology and data) Phân tích được thực h iện bằng cách sử dụng một mô hình VAR tiêu chuẩn như sau: Trong đó,Yt đại diện cho vector các biến nội sinh, c là 1 hằng số, Ф biểu thị cho các ma trận của hệ số tự hồi quy và ε là sai số. Xác định cấu trúc của cú sốc bằng cách sắp xếp trật tự các biến và ứng dụng ph ân tích Cho lesky để giảm sai số ε của ma trận hiệp phươn g 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 oilt, biến số sản lượng đầu r a yt, tỉ giá et, chỉ số giá nhập khẩu p impt, chỉ số tiêu dùng cpit, và biến lãi suất ngắn hạn it. 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 n ày 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 dầu không để chính nó bị ảnh hưởng tạm thời bởi bất kỳ biến động nào khác. Những biến số tiếp theo trong hệ thống là sản lượng đầu ra và t ỉ giá hối đoái. Với cách sắp xếp này chúng ta ngầm giả định một tác động mang tính chất tạm thời của việc biến động tỉ gía trong khi cũng có một độ trễ nhất định về việc sự tác động của biến động tỉ giá hối đoái đến yếu tố sản lượng đầu ra. Những biến số giá được sắp xếp tiếp theo v à theo đó tạm thời bị ảnh hưởng bởi tất cả những biến động đã đề cập ở trên. Theo chuổi giá cá, trước hết là giá nhập khẩu sau đó là giá t iêu dùng cho phép một sự tác động tạm thời của giá nhập khẩu đến giá tiêu dùng nhưng không ho àn toàn ngược lại. Lãi suất được sắp xếp sau cùng kể đến thị trường tiền tệ và là một phần của chính sách tiền tệ để phản ứng tính tạm thời với tất cả các biến số trong mô hình. Đặc điểm kỹ thuật cơ bản thể hiện 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 chúng ta thực hiện một phân tích độ nhạy bằng sử dụng hai công 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 vào các quốc gia thuộc ba kh u vực lớn trên thế giới, châu Á (Trung Quốc, Hàn Quốc, Singapor e, Đài Loan và Hồng Kôn g), Trung và Đôn g Âu (Cộng hò a Séc, Hungary, Ba Lan) và Thổ Nhĩ Kỳ, và Mỹ Latinh (Argentina, Chile và Mexico). Chọn lựa tập hợp các quốc gia này là các thị trường đang nổi trong những khu vực này. Đối với mỗi quốc gia, tập hợp các dữ liệu quý được thu thập, thời gian càng trở về trước càng tốt. Giá dầu được đại diện bởi chỉ số giá dầu thô tính bằng đồng đô la Mỹ. Biến sản lượng đầu ra được chọn là GDP, mặc dù trong một vài trường hợp chúng tôi đã sử dụng sản lượng sản xuất công nghiệp để thời gian lấy mẫu dài hơn. Đối với tất cả các nước,tỷ giá mà chúng tôi sử dụng là tỷ giá danh nghĩa đa phương . Hơn n ữa, giá nhập khẩu và giá tiêu dùng bằng nội tệ được sử dụng, ngoại trừ Trung Quốc - chúng tôi bị giới hạn phân tích giá tiêu dùng bởi vì giá nhập khẩu không có sẵn. Cuối cùng, các côn g cụ chính sách tiền tệ được đại diện bởi một 10 mức lãi suất ngắn hạn. Bởi vì thời gian lấy mẫu phụ thuộc vào dữ liệu sẳn có, dữ liệu khác nhau giữa các nước. 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 nộ i sinh được lựa chọn, nó được đưa vào chuỗi các dữ liệu liên tục. Các kiểm tra n ghiệp đơn vị chỉ ra rằng hầu hết các biến trong các quốc gia được n ghiên c ứu là biến không dừng (ch ỉ 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 ph ù 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 nổ i. 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 đố i với mỗi quốc gia được xác định bằng cách xem xét các tiêu chí thông tin khác nhau cũng tốt như một số kiểm t ra 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 t ính áp dụng cho các mô hình thay thế. 11 4. Nội dung và cá c kết quả nghiên cứu (Results) Các ước tính về ERPT lên giá nhập khẩu và giá tiêu dùng cho tất cả các nước thị trường mới nổ i trong mẫu của chúng tôi được tóm tắt trong bảng 3 và 4 theo 2 trục thời gian, cụ thể là sau 4 quí và 8 quí. Đối với hầu hết các quốc gia kết quả của chúng tôi nhìn chung dường như đáng 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 với giá nhập khẩu cao hơn so với giá tiêu dùng. Cụ thể, một năm sau cú sốc thì h iệu ứng truyền dẫn vào giá nhập khẩu được nhận thấy là cao và theo thống kê là xoay quanh mức 1 trong các trường hợp của Argentina, Ch ile, Hungary, Mexico, Poland và Thổ Nhĩ kỳ và thấp hơn một chút đối với Công hòa Czech và Hàn Quốc và khá thấp ở hầu hết các quốc gia châu Á khác 9 . ERPT đến CPI là cao nhất ở Hungary và Mexico. Tuy nhiên, ở Châu Á, h iệu ứng truyền dẫn đến CPI được nhận thấy thấp cho cả 4 quí và 8 quí. Về Singapore, trong kh i ước lượng điểm của các hệ số được tìm thấy là âm, không có ý nghĩa khác o. Tác giả áp dụng cùng phương pháp đối với khu vực đồng euro, Mỹ và Nhật Bản để đánh giá xem mức độ của h iệu ứng truyền dẫn có cao h ơn ở các thị trường mới nổi hay không. Bảng 5 cho thấy bằng chứng rằng khu vực đồng Euro là rất mạnh phù hợp với các ước tính trong bài nghiên cứu khác sử dụng phương ph áp tương tự (xem Hahn, 2003) hoặc cũng phù hợp với các ước tính sử dụng các phương pháp thay thế (ví dụ Anderton, năm 2003, và Campa et al., năm 2005, giá nhập khẩu). Các ước tính đố i với Hoa Kỳ là ph ù hợp với sự nhất trí chung rằng 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 dùng). Tại Nhật Bản, ảnh hưởng tỷ giá vào CPI được tìm thấy là r ất nhỏ cả hai sau 4 quí và 8 quí. Về khoản mục giá nhập khẩu, ước tính cho Nhật Bản là cao hơn ở kh u vực đồng Euro và Mỹ, và về mặt thống kê thì phù h ợp với hiệu ứng truyền dẫn sau cả 1 năm. So sánh các ước t ính về hiệu ứng truyền dẫn giữa các nền kinh tế tiên tiến và mới nổi, kết quả một phần đảo lộn suy nghĩ thông thường rằng mức độ ERPT ở thị trường mới nổi luôn luôn cao hơn so với ở các n ước phát triển. Cụ thể hơn, ch úng tôi thấy rằng trong n ền kinh tế mới nổ i lạm phát thấp (điển hình là các nền kinh tế châu Á) hiệu ứng truyền dẫn lên giá tiêu dùng cũng khá thấp. Bước tiếp theo trong phân tích là để có được một số hiểu biết về các yếu tố kinh 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 l ạm 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 đố i với cú sốc tha y 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 x ác 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 ha i, 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 ràn g là n goại 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 Argent ina, v iệc mở rộng mẫu quá nhiều báo h iệu 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 cao, thay vào đó, không chỉ là thu gọn lại chiều dài dữ liệu mà còn làm cho mẫu 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 đang tiếp diễn, và 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 những trường hợp này rất khó để phục hồi các mối quan hệ cơ bản giữa chuyển động tỷ giá và giá cả mà có thể tăng trong môi trường kinh tế không ổn định. Phương pháp VAR và nói chung mọi phương pháp ước tính kinh tế không có khả năng có các 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 động quá mức. Ngược lại, 13 nội hàm kinh tế của Taylor dường 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 hiệu ứng truyền dẫn và lạm phát được xácđịnh bằng hai biện pháp đo lường sự tương quan chuẩn – phương pháp Pearson, và phương pháp xếp hạng hệ số tương quan Spearman – mức độ tương quan giữa hiệu ứng 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 rằng có một mối tương quan thuận giữa hiệu ứng truyền dẫn và lạm phát ở cả trục thời gian 4 qúi và 8 quí. Hệ số tương quan có ý nghĩa trong cả trường hợp hệ số tương quan của Pearson và Spearman tại cả hai trục thời gian 4 và 8- quý ở mức ý nghĩa 1%. Các số liệu đo lường khác về sự bất ổn kinh tế v ĩ mô cũng tương quan thuận với ERPT, mặc dù mức độ ý n gh ĩa nó i ch ung là hơi nhỏ hơn. Tương tự Choudhr i và Hakura (2006) và McCarthy (2000), ch úng tôi tìm thấy rất ít bằng chứng v ề mối quan hệ thuận giữa ERPT đố i với giá tiêu dùng và mức độ mở cửa. Phát hiện này có thể được xem là đáng ngạc nhiên trong sự hy vọng 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 ngược chiều giữa lạm phát và độ mở cửa như theo báo cáo của Romer (1993). Sau khi kiểm soát lạm phát, hệ số tương quan giữa hiệu ứng truyền dẫn và độ mở cửa chuyển sang thuận, mặc dù không có ý ngh ĩa thống kê. Ngoài ra, t rong bài viết này, tác giả còn đánh giá lại nh ững nghiên cứu là nhạy cảm 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 ph ương án sắp xếp thay thế như sau (mô hình thay thế 1), oilt , it, yt, et, pimpt, cpit, mà cụ thể là mức lãi suất được đặt ra trước tỷ giá hối đoái, 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 t rên 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 bằng 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 Chi le, hệ số hiệu ứng 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 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 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 một năm sau cú sốc ở Cộng hò a Séc, Mexico và Ba Lan. Ở châu Á, ERPT đối với giá tiêu dùng một lần nữa được nhận thấy thấp. Một lần nữa, trong trường hợp của Singapore, mặc dù các ước lượng điểm của các hệ số được nh ận thấy là âm, không ý n ghĩa gần mức 0. Kết quả tổng thể là không thay đổi đối với tất cả các nước với mức lạm phát trung bình ít hơn 10% có đặc điểm ERPT ước tính có mức độ vừa phải. Như trước khi Argent ina v à Thổ Nhĩ Kỳ bị loại ra vì h iệu ứng truyền lên giá tiêu dùng rất thấp. Nếu loại trừ ha i quốc gia này, tương quan thuận giữa hiệu ứng 14 truyền và lạm phát vẫn được nhận thấy là dương sau cả 4 và 8 quý, mặc dù mức độ ý nghĩa thấp hơn so v ới trong kịch bản đầu t iên mà chúng tôi đã xem xét (xem bảng 9). Các số liệu đo lường khác về sự bất ổn kinh tế v ĩ mô cũng tương quan thuận với mức độ ERPT tại các mức ý nghĩa khác nhau ở cả mốc năm đầu tiên và thứ hai. Cuối cùng, một lần nữa tác không tìm thấy bằng chứng về mối quan hệ thuận mang ý ngh ĩa thống kê giữa ERPT và độ mở, ngay cả sau khi kiểm soát lạm phát. Mô hình thay thế thứ hai bao gồm cả những 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 vào biến giá dầu mà có thể thể hiện được ảnh hưởng của phía nhà cung cấp và chi phí giao thương, do đó, ắc hẳn sẽ giúp loại bỏ hợp lý hơn ảnh hưởng ngoại sinh của tỷ giá từ ảnh hưởng của chi phí giao thương. Một lập luận tương tự áp dụng đối với sự gia tăng 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 một mô hình tiết kiệm. Biến thay thế để sử dụng cho mục đích này có thể là tiền lương. Tuy nh iên biến này không 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, chúng tôi theo quan điểm lý thuyết khá mạnh mẽ bằng cách giả định rằng tỷ giá hối đoái không bị ảnh hưởng tạm thời bởi những 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, pimpt, yt, ppi t, cpit, it. Có một nghiên cứu lớn thảo luận ERPT trên cơ sở các mô hình cấu trúc khác nhau, đi đến k ết luận lý thuyết khác liên quan đến việc quyết định tỷ giá hối đoá i 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 x u hướng kết luận mạnh mẽ về sự liên kết tạm thời giữa tỷ giá hố i đoái và tập hợp con các nguyên tắc cơ bản hợp lý. Tất cả các bài nghiên cứu n ày tiềm năng phê bình rằng các biến kinh tế vĩ mô có ít khả năng giải thích tỷ giá hối đoá i trong ngắn hạn đến trung hạn. Đặc biệt, thật khó để phát hiện sự đảo chiều trong tỷ giá hố i 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 ph ù h ợp với những giải thích cơ bản. Đối với điều này, mô hình thay thế số 2 cho phép tỷ giá hố i đoá i 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 ch i 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). Mặc dù mô hình này tương đối khác nhau, các 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 ứng truyền đến giá nhập khẩu được nhận thấy là gần bằng 1, cả sau mốc thời gian một và hai n ăm, tại Argent ina, Ch ile, Hungary, Ba Lan, Mexico và Thổ Nhĩ Kỳ, trong khi ước tính là thấp hơn rất nhiều ở các quốc gia châu Á và Cộng hòa Czech. Hiệu ứng truyền lên giá tiêu dùng nhìn chung được nhận thấy là thấp hơn so với hiệu ứng truyền lên giá nhập khẩu ở tất cả các quốc gia và trong vài quốc gia châu Á là gần bằng 0 sau cả mốc thời gian một và hai năm. Lặp lại các phân tích tương quan, chúng tôi luôn tìm thấy bằng chứng nhất quán về mối quan hệ thuận có ý nghĩa giữa hiệu ứng 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 Bảng 12). Các hệ số tương quan giữa hiệu ứng truyền lên CPI và các số liệu đo lường còn lại về bất ổn kinh 15 tế vĩ mô cũng dương và hầu như luôn luôn ý nghĩa thống k ê cho tất cả mốc thời gian được xem xét. Sự liên kết giữa hiệu ứng truyền lên CPI v à độ mở một lần n ữa là dương, sau khi kiểm soát lạm phát, nhưng không có ý n ghĩa thống kê. 5. Kết luận (C onclusions) Bài nghiên cứu này cung cấp bằng chứng thực nghiệm về những hình mẫu thế giới ERPT lên giá cả nội địa dựa trên các mô hình tự hồi qui vectơ cho lượng đáng kể 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 ghiệp. Ở tất cả các quốc gia kết quả chỉ ra rằng ERPT suy giảm theo chuỗi giá cả. Phân t ích phần nào đảo lộn lối suy nghĩ thông thường rằng ERPT ở các nền kinh tế mới nổi luôn luôn cao hơn đáng kể so với các nền k inh tế phát t riển. Đối với các thị trường mới nổi mức độ lạm phát hàng năm chỉ 1 con số (h ầu hết ở các nước Châu Á) ERPT thấp và không khác biệt đáng kể so với mức độ ERPT ở các nước phát triển. Nhìn theo một phương diện chung hơn, tác giả nhận thấy rằng mối liên kết giữa h iệu ứng 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 ứng truyền dẫn và độ mở cửa 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 l iệu tham khảo Anderton, R. (2003), Extra-Euro Area Manufacturing Import Prices an d Exchange Rate Pass- Through, ECB Working Paper No. 219. Bacchetta, P. and van Wincoop, E. (2003), Why do Con sumer Prices React Less than Import Prices to Exchange Rates?, Journal o f 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 an d Real Exchange Rate Dynamics Dur ing Exchange-Rate-Based-St abilizations, Jou rnal 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., Go ldberg, L. and Gon zález-Mínguez, J. (2005), Exchange Rate Pass-Through to Import Prices in the Euro Area, Federa l Reserve Bank o f New York Staff Paper No. 219. Choudhri, E. and Hakura, D. (2006), Exchange 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. and Hakura, D. (2002), Exchange Rate Pass-Through in Different 16 Prices, IM F Working Pap er, No. 02/224. Conover, W. (1999), Practical Nonparametric Stat istics, New York: John Wiley and Sons. Devereux, M, and Engel, C. (2001), “Endogeno us Curr ency of Price Setting in a Dynamic Open Economy Model”, NBER Working Paper No. 8559. Devereux, M., Lane, P. an d Xu, J. (2006), Exchange Rates and Monetary Policy in Emerging Market Economies, Econom ic Journal, 116, 478-506. Dornbusch, R. (1987), Exchange Rates and Prices, Am erican Econom ic Review, 77, 93- 106. Fagan, G., Henry, J. and Mestre, R. (2005), An Area-Wide Model (AWM) for the Euro Area, Economic Modelling, 22, 39-59. Favero, C. (2001), Applied Macroeconomics, Oxford: Oxford University Press. Frankel, J., Parsley, D. an d W ei, S. (2005), Slow Pass-Thro ugh Around the World: A New Import for Developing Countries, NBER Working Paper No. 11199. Gagnon, J. and Ihrig, J. (2004), Monetary Policy an d Exchange Rate Pass-Through, Interna tional Journal o f Finance and Econom ics, 9, 315-338. Hahn, E. (2003), Pass-Through of External Shocks to Euro Area Inflation, European Central Bank Working Paper No. 243.18 Ihrig, J., Marazzi, M. and Rothenberg, 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 Import Prices to Domestic Inflation in Some Industrialised Economies, Federal Reserv e Bank of New York Staff Report No. 111. Marcet, A. (2005), Overdiffer encing VAR's is OK, mim eo, Universitat Pompeu Fabra. Marston, R. (1990), Pricing to Market in Japanese Manufacturing, Journal of Internat ional Economics, 29, 217-36. Meese, R. and Rogoff, K. (1983), Empirical Exchange Rate Models of the Sevent ies: 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 Emer ging Market Economies, BIS Papers, 8, 69-81. Romer, D. (1993), Openn ess and Inf lation: Theory and Ev idence, Qua rterly Journal o f 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 ngh iên cứu này trong khoảng thời gian lấy mẫu tối đa giữa quý 1 năm 1975 đến quý 1 n ăm 2004 (xem hàng đầu t iên 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 x ác cho mỗi quốc gia đang nổi lên, t ùy thuộc vào dữ liệu sẵn có, được mô tả trong hàng đầu t iên 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 v à cộng sự, 2005), Đài Loan và Argent ina (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 t rường hợp của Trung Quốc (nguồn quốc gia), Cộng hòa Séc (OECD) và Ba Lan (I FS dòng 66). Tỷ giá hối đoái danh nghĩa: Chúng tôi sử dụng tỷ giá hối đoái danh ngh ĩa từ IFS cho tất cả các nước thị trường mới nổi, nhưng Hong Kon g, Hàn Quốc, Singapore và Đài Loan (BIS), Thổ Nhĩ Kỳ, Mexico (từ OECD) và Argent ina (JP Morgan). Đối với Mỹ và Nhật Bản, chúng tôi sử dụng dữ liệu IFS (dòng số 0), và khu vực đồng euro từ dữ liệu AWM . Chỉ số giá nhập khẩu : Chúng tôi sử dụng dữ liệu về giá nhập khẩu (chỉ dữ liệu về hàng hoá) từ IFS (dòng 76) cho Mỹ, Nhật Bản, Hàn Quốc, Singapore, Hungary và Ba Lan, và từ các n guồn thay thế trong các trường hợp: khu vực đồng euro (dữ liệu ECB), Đài Loan, Argent ina và Mexico (nguồn 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, chúng tôi sử dụng dữ liệu nhập khẩu đã loại trừ lạm phát đối với Cộng hòa Séc (OECD OEO), và giá trị đơn vị nhập khẩu của IFS (dòng 75) cho Hồng Kông v à Thổ Nhĩ Kỳ. Chúng tôi không tiếp cận được dữ liệu liên quan đến giá nhập khẩu cho các mẫu trong trường hợp của Tr ung Quốc. Chỉ số giá tiêu dùng: Chúng tôi sử dụng dữ liệu CPI từ IFS (dòng 64) cho tất cả các nước ngoại trừ khu vực đồng Euro (HICP dữ liệu từ AWM), Hong Kon g (BIS), Trung Quốc và Đài Loan (nguồn quốc gia). Chỉ số giá sản xuất : Chúng tôi sử dụng dữ liệu PPI từ IFS (dòng 62) cho tất cả các nước ngoại trừ Hong Kong, Đài Loan, Argent ina và Trung Quốc ( n guồn quốc gia ). Lãi suất ngắn hạn: Chúng tôi sử dụng lãi suất trên thị trường tiền tệ đối với Mỹ, Nhật Bản, Hàn Quốc, Singapore, Ba Lan, Thổ Nhĩ Kỳ, Argentina, (từ IFS, dòng 60 b), khu vực đồng euro (từ AWM), Hồng Kôn g (từ BIS), và Đài Loan (từ Ngân hàng Trung ương Trung Quốc). Chúng tôi sử dụng lãi suất trái phiếu kho bạc đối với Hungary và Mexico (từ IFS, đường 60C), và lãi suất tiền gửi n gân hàng đối với Trung Quốc, Cộng hoà Séc và Ch ile (Từ IFS, dòng 60l). Tỷ lệ Nhập khẩu / GDP : Để tính toán tỷ lệ này chúng ta sử dụng h àng loạt dữ liệu nhập khẩu danh nghĩa (cho hàng hoá và dịch vụ, ngoại trừ Trung Quốc chỉ bao gồm hàng hoá) trên GDP. Chúng tôi sử dụng dữ liệu nh ập khẩu danh nghĩa từ IFS (đường 99b) cho tất cả các nước ngoại trừ khu vực đồng Euro (ECB), Trung Quốc, Singapore, và Đài Loan (nguồn quốc gia). Chúng tôi sử dụng dữ liệu GDP danh nghĩa từ IFS (dòn g 98c) cho tất cả các n ước ngoại trừ khu vực đồng Euro (Eurostat), Trung Quốc, Singapore, và Đài Loan (nguồn quốc gia) 18