Sự truyền dẫn tỷ giá hối đoái tại các thị trường mới nổi

TRƯỜNG ĐẠI HỌC KINH TẾ THÀNH PHỐ HỒ CHÍ MINH VIỆN ĐÀO TẠO SAU ĐẠI HỌC BỘ MÔN TÀI CHÍNH QUỐC TẾ Đề tài: SỰ TRUYỀN DẪN TỶ GIÁ HỐI ĐOÁI TẠI CÁC THỊ TRƯỜNG MỚI NỔI GVHD : TS. Nguyễn Khắc Quốc Bảo SVTH : Vũ Duy Chương Đoàn Duy Khánh Lê Xuân Hùng Lớp : Ngân hàng Đêm 2 – K 22 Tp.Hồ Chí Minh, tháng 06 năm 2013 2 TÓM TẮT Mục tiêu nghiên cứu chính của bài viết này là tìm hiểu mức độ truyền dẫn tỷ giá hối đoái (ERPT) vào các chỉ số giá tại 12 thị trường mới nổ i ở châu Á, Mỹ Latinh, Trung và Đôn g Âu. Dựa vào 3 mô hình tự hồi quy vector (VAR), tác giả đã đưa ra các kết luận sau. Quan niệm t ruyền thống rằng mức truyền dẫn tỷ giá hối đoái (ERPT) vào các chỉ số giá nh ập khẩu và tiêu dùng tại các n ước "đang phát triển" luôn cao hơn các nước "phát triển" đã phần nào bị bác bỏ. Đối với các thị trường mới nổi n ơi lạm phát ch ỉ có 1 con số (cụ thể là các nước châu Á), sự truyền dẫn đến các chỉ số giá nhập khẩu và tiêu dùng được kết luận là thấp và không quá khác biệt so v ới mức truyền dẫn của các nền kinh tế tiên tiến. Ngoài ra, đồng ý kiến với giả thiết của Taylor, bài nghiên cứu này cũng tìm thấy chứng cứ xác thực về mối quan hệ cùng chiều giữa mức độ truyền dẫn ERPT và lạm phát. Cuối cùng, kết quả n ghiên cứu cho thấy tuy hợp lý về mặt lý thuyết nhưng mối l iên kết cùng chiều giữa việc mở cửa nhập khẩu và ERPT lại không được hỗ trợ bởi các chứng cứ thực n ghiệm vững chắc. 3 MỤC LỤC 1. GII THIU ..... ............ ............ ............ ............ .................. ............ ............ ...... ............ ...... 4 2. TNG QUAN C ÁC KT QU N GHIÊN CU TRC ĐÂY.......... ............ ........................ 4 3. PHNG PHÁP NGHIÊN CU & D LIU......... ............ .................. ............ ............ ...... 6 3.1 Phn g pháp nghiê n c u......................................................................................................................................................6 3.2 D liu ..........................................................................................................................................................................................8 4. NI DUNG & CÁC KT QU N GHIÊN CU.............. ............ .................. ............ ..........11 4.1 Mô hình c b n ..................................................................................................................................................................... 11 4.2 Mô hình thay th 1 .............................................................................................................................................................. 14 4.3 Mô hình thay th 2 .............................................................................................................................................................. 15 5. KT LU N ....... ............ ............ ...... ............ ............ ............ ............ .................. ............ ....16 6. TÀI LIU THAM KHO ......... ............ .................. ............ ............ ...... ............ ............ ....17 4 GII THIU Trên phương diện chính sách, việc hiểu được tầm ảnh hưởng của những biến động trong tỷ giá hối đoái lên các chỉ số giá là rất quan trọng, giúp định hướng để đưa ra các ch ính sách tiền t ệ thích hợp. Các nghiên cứu thực n ghiệm đã chỉ ra rằng trong ngắn và trung hạn nh ững thay đổi trong tỷ giá và giá cả không diễn ra cùng lúc. Trong suốt 3 thập kỷ qua, một lượng lớn các học thuyết đã được phát triển nhằm lý giải tại sao truyền dẫn tỷ giá (ERPT) vào giá nhập khẩu và giá t iêu dùng không hoàn chỉnh. Các phân tích thực nghiệm cũng đưa ra chứng cứ về sự khác nhau rõ rệt trong ERPT giữa các nước. Một luận cứ chính trong vấn đề này được Taylor (2000) đề cập đến, ôn g là người đặt ra giả thiết mức độ phản ứng của giá đối với biến động tỷ giá phụ thuộc cùng ch iều với lạm phát. Mức độ truyền dẫn tỷ giá hối đoái (ERPT) vào các chỉ số giá được bài viết này ngh iên cứu trong 12 thị trường mới nổi tại châu Á, Mỹ Latinh, Trung và Đông Âu. ERPT có cao hơn tại các thị trường mới nổi h ay khôn g có ý ngh ĩa quan trọng trong việc xác định cán cân thương mại và cơ chế tỷ giá của một nước. Một m ức truyền dẫn tương đố i cao tại các nước đang phát triển cũng đã từng được đề cập đến như một nguyên nh ân của "nỗ i sợ thả nổi" của các nước đang phát triển. ERPT còn quan trọng bởi truyền dẫn thấp tại các thị trường mới nổi có thể ngụ ý rằng sức mạnh thị trường của doanh nghiệp tại những nước này đang lớn dần nên, không phải đang giảm như xu h ướng toàn cầu hóa có thể gợi ý. Để thực hiện đề tài này, tác giả đã sử dụng một mô hình được McCarthy (2000) phát triển cho các quốc gia tiên tiến và được Hahn (2003) ứng dụng cho khu vực đồng euro. Đó là các mô hình tự hồ i quy v ector, t rong đó bao gồm các biến số cơ bản như sản lượng, tỷ giá hối đoái, giá nhập khẩu và tiêu dùng, lãi suất ngắn hạn và giá dầu. Phương pháp tự hồi quy vector này cho phép tính đến yếu tố nội sinh giữa các biến đang x em xét. Những cú sốc tỷ giá được xác định bằng cách sắp xếp các biến hợp lý và áp dụng ph ương pháp xác định hệ số đệ quy. Vì thứ tự sắp xếp các biến số là quan trọng nên tác giả đã tiến hành phân tích độ nhạy đối v ới các thứ tự sắp xếp biến khác nhau. Để ph ục vụ mục đích so sánh, bài viết đã xây dựng mô hình chuẩn từ các nền kinh tế phát triển như khu vực đồng euro, Mỹ và Nhật. Các kết quả n ghiên cứu trong bài viết này khẳng định rằng ERPT giảm theo chuỗ i giá cả. Ví dụ như sự truyền dẫn vào giá tiêu dùng thấp hơn vào giá nhập khẩu. Có chứng cứ cho thấy ERPT thấp tại các quốc gia phát triển, cụ thể như tron g trường hợp của Mỹ và giá tiêu dùng như tại Nhật. Phù hợp với các n ghiên cứu trước đây, ERPT tại khu vực đồng euro hơi cao hơn tại Mỹ, đối với cả 2 chỉ số giá tiêu dùng và nhập khẩu. Ngoài ra, phân tích của tác giả cũng phần n ào bác bỏ quan niệm truyền thống rằng ERPT tại các quốc gia "mới nổi" luôn cao hơn các nước "phát triển". Đối với những nền kinh tế đang phát triển, với chỉ số lạm phát là 1 con số (như ở các nước châu Á), ERPT thấp và không quá khác biệt so với mức độ phổ biến ở các nền kinh tế phát triển. Một cách khái quát hơn, bài viết này khẳng định một mối quan h ệ cùng chiều giữa mức độ ERPT và lạm phát, điều này phù hợp với giả thiết của Taylor. Kết luận này ch ỉ trở nên rõ ràng sau khi loại bỏ Argent ina và Thổ Nhĩ Kỳ do những trở ngại liên quan đến sự bất ổn kinh tế vĩ mô tại 2 quốc gia này. Cuối cùng, kết quả ngh iên cứu cho thấy tuy hợp lý về mặt lý thuyết nhưng mối liên kết cùng chiều giữa việc mở cửa nhập khẩu và ERPT lại không được hỗ trợ bởi các chứn g cứ thực ngh iệm vững chắc. TNG QUAN CÁC KT QU NGHIÊN CU TRC ĐÂY 5 Trong suốt 2 thập kỷ qua, nhiều nghiên cứu kinh tế về truyền dẫn tỷ giá hối đoái (ERPT) đã được phát triển. Bắt nguồn từ những lập trường khác nhau, nghiên cứu thực n ghiệm xem xét vai trò của E RPT tại các nền kinh tế lớn và nhỏ. Các ngh iên cứu được tiến hành cho các nước phát triển bao gồm Anderton (2003), Campa và Goldberg (2004), Campa et al. (2005), Gagnon và Ihrig (2004), Hahn (2003), Ihrig et al. (2006) và McCarthy (2000). Các tài liệu áp dụng cho các quốc gia mới nổi như Choudhri và Hakura (2006), Frankel et al. (2005) và Mihaljek et al. (2000). Các nhà kinh tế học thường đưa ra một giả định đơn giản hóa rằng giá của hàng hóa mua bán được - một khi được thể h iện bằng cùng loại tiền tệ - là bằng nhau giữa các nước. Điều này đồng n gh ĩa vớ i điều kiện ngang bằng sức mua (purchasing-power parity) có h iệu lực. Tuy nhiên, về mặt thực nghiệm, giả định này nhìn chung ít được ủng hộ, ít nhất là trong trường hợp của các mẫu nhỏ và trong ngắn và trung hạn. Cung với các bằng chứn g này, tài liệu lý thuyết được ph át triển trong 2 thập kỷ qua đã đưa ra những lý giải khác nhau về việc tại sao ERPT lại không hoàn thiện. Dornbusch (1987) cho rằng truyền dẫn không hoàn chỉnh là do các doanh nghiệp hoạt độn g trong một thị trường cạnh tranh không hoàn hảo và điều chỉnh biên độ ( và không chỉ giá) khi có biến động tỷ giá hối đoái. Burstein et al. (2003) thì nhấn mạnh vai trò của nguyên vật liệu đầu vào trong nước (không được giao dịch) trong chuỗi phân phối hàng hóa giao dịch được. Burstien et al. (2005) chỉ ra các vấn đề về đo lường CPI, t rong đó bỏ qua sự điều chỉnh chất lượng của hàng hó a giao dịch được. Một hướng lý giải khác nhấn mạnh hơn về vai trò của các nhà chức trách tiền tệ và tài khóa thông qua việc phần nào làm giảm ảnh hưởng của thay đổi tỷ giá lên giá cả (Gagnon và Ihrig, 2004). Mặt khác, Devereux và Engel (2001) và Bacchetta và van Wincoop (2003) khám phá vai trò của việc định giá đồn g tiền địa phương trong v iệc làm giảm mức độ ERPT. Để chứng minh cho các lý thuyết khác nhau này, tài liệu thực n gh iệm cho cả các nền kinh tế tiên t iến và mới nổi đã tìm thấy chứng cứ v ề ERPT không hoàn chỉnh. Các nghiên cứu này cùng chỉ ra sự khác biệt đáng kể giữa các nước, dẫn đến câu hỏi các yếu tố quyết định mức độ truyền dẫn là gì. Taylor (2000) đã đưa ra giả thiết rằng độ nhạy của giá cả đố i với dao động trong tỷ giá chắc chắn phụ thuộc vào lạm phát. Lý lẽ đằng sau giả thiết này liên quan đến mối tương quan cùng chiều giữa mức độ và tính lâu dài của lạm phát, cùng với mối liên hệ giữa tính lâu dài của lạm phát và truyền dẫn. Mối liên hệ thứ 2 này có thể được diễn tả như sau: lạm phát càng kéo dài thì biến động tỷ giá càng ít được cho là tạm thời và doanh nghiệp càng có xu hướng phản ứng thông qua điều chỉnh giá. Các chứng cứ từ các n ghiên cứu khác nhau nhìn chung ủng hộ giả thiết của Taylor. Tuy nhiên, mối quan hệ cùng chiều giữa mức độ truyền dẫn và lạm phát càng nổi trội hơn kh i các thị trường mới nổ i được đưa vào thời kỳ mẫu (tham khảo Choudhfi v à Hakura, 2006). Điều này có lẽ là không đáng ngạc nhiên do luận điểm lý thuyết của Taylor càng trở nên có ý nghĩa khi lạm phát càng cao. 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. Mối liên hệ tức thời giữa 2 biến số này là dương (cùng ch iều): một nước càng mở cửa thì biến độn g tỷ giá càng được chuyển dịch vào CPI thông qua giá nhập khẩu. Tuy nhiên, bức tranh trở nên phức tạp hơn khi xét đến v iệc lạm phát có thể tương quan ngược chiều v ới sự mở cửa, như trong nghiên cứu thực n ghiệm của Rom er (1993). Điều này dẫn đến một suy luận gián tiếp rằng sự mở cửa tương quan ngược chiều với lạm phát và mức độ truyền dẫn (khi xem xét giả thiết của Taylor). Các kênh trực tiếp và gián t iếp này đi theo 2 hướng ngược nhau và do đó, dấu của mối tương quan giữa truyền dẫn và sự mở cửa có thể là dương hoặc âm. 6 PHNG PHÁP NGHIÊN CU & D LIU Phng pháp nghiên cu Trong bài nghiên cứu n ày, tác giả xem xét lại các kết quả nghiên cứu, khám phá mức độ ERPT và sự khác nhau giữa các quốc gia bằng cách ước lượng mô hình tự hồi quy vector (VAR) cho các nước mới nổi và cho các nền k inh tế công n ghiệp hóa chính (khu vực đồn g euro, Mỹ và Nhật; các nước này được dùng làm nhóm kiểm soát). Phương pháp phương trình đồng thời được dùng để giải quyết vấn đề nội sinh giữa các biến số. Các phương pháp phương trình đơn, thường bỏ qua t ính đồng thời, sẽ không mang lại các kết quả đáng tin cậy. Hơn nữa, mô hình được tác giả chọn còn phù hợp vì nó cho phép chỉ ra các phản ứng linh hoạt của các biến số đối với các cú sốc ngoại sinh qua thời gian. Các tài liệu nghiên cứu từ trước đến nay chỉ ước lượng mô hình một phương trình hoặc hệ thống các phương trình cho một quốc gia cụ thể, hoặc thiết lập mô hình một phương trình cho một tập hợp nhiều quốc gia (ví dụ như trong Choudhri và Hakura, 2006 và Mihaljek et a l., 2000). Trong bài nghiên cứu của mình, tác giả áp dụng phương pháp hệ thống các phương trình cho nhiều nước trong 3 khu v ực thị trường mới nổi của thế giới là châu Á, Mỹ Latinh và Trung và Đông Âu. Bên cạnh đó, tác giả cũng sử dụng chính phương pháp này cho 3 nền kinh t ế công nghiệp chính để cho phép so sánh kết quả giữa các nước. Việc ước lượng mô hình cho từng nước trong khoảng thời gian dài nhất có thể nhằm đưa ra các ước lượng ch ính xác nhất có thể về độ truyền dẫn cho từng quốc gia. Về mặt này, một điều k iện t iên quyết cho phân tích là việc tạo ra một cơ sở dữ liệu phù hợp và có thể so sánh được cho từng nước với tầng suất hàng quý. Đây là một thách thức lớn do sự sẵn có và chất lượng của dữ liệu tại các thị trương mới nổi là khôn g đảm bảo. Ngoài ra, tác giả còn sử dụng tương đố i nhiều biến số tron g phương pháp hệ thống của mình nhằm đảm bảo tính linh độn g v à tránh bỏ sót biến số. Mô hình VAR dùng trong bài viết này gồm 6 biến (6-variable VAR), và được viết như sau: (1) , t rong đó : - : vector 06 biến nộ i sinh: giá dầu, sản lượng, tỷ giá, giá nh ập khẩu, giá tiêu dùng và lãi suất ngắn hạn. Các biến n ày sẽ được diễn giải cụ thể hơn trong phần tiếp theo. - : vector các h ằng số - : ma trận hệ số tự hồi quy, kích thước 6x6 - : vector các nh iễu trắng - Việc nhận dạng cú sốc cấu trúc được thực hiện bằng cách sắp xếp các biến số một cách thích hợp và áp dụng phương pháp phân rã Cholesky vào ma trận phương sai-hiệp phương sai của phần dư dạng rút gọn . Mô hình VAR cơ bản được áp dụng cho từng quốc gia, và bao gồm 06 biến nội sinh sau: chỉ số giá dầu , sản lượng , tỷ giá hối đoái , chỉ số giá nhập khẩu , chỉ số giá tiêu dùng và lãi suất ngắn hạn . Tỷ giá và 2 chỉ số giá và các biến chính trong phân tích của tác giả. Trong khi đó, biến sản lượng và giá dầu được dùng để nắm bắt những ảnh hưởng thực tế của nền 7 kinh tế; và cuối cùng, lãi suất phản ánh việc thị trường tiền tệ, bao gồm các ch ính sách tiền tệ, tác động đến h iệu ứng truyền dẫn. Trong Mô hình cơ bản, 06 biến nội sinh được sắp xếp theo thứ tự như sau: , , , , và . Việc sử dụng phương pháp đệ quy cho thấy các cú sốc được nhận dạng tác động tức thời lên các biến số tương ứng và các biến số đước sắp xếp sau ch úng; trong khi đó, các biến số được sắp xếp trước không bị ảnh hưởng. Do đó, biến số có tính chất ngoại sinh lớn nhất nên được đặt trước tiên, trong trường hợp của bài nghiên cứu này thì đó là giá dầu. Các cú sốc về giá dầu có thể đồng thời ảnh hưởng tất cả các biến số khác trong hệ thống nh ưng bản thân giá dầu lại không bị tác động ngay bởi bất cứ cú sốc nào khác. Các biến tiếp theo trong hệ thống là sản lượng và tỷ giá hối đoái. Qua cách sắp xếp này, tác giả giả định rằng cú sốc cầu tác động tức thời lên tỷ giá hối đoái trong khi tác động của cú sốc tỷ giá lên sản lượng có m ột độ trễ nhất định. Các biến số về giá được sắp đặt kế tiếp và do đó bị ảnh hưởng cùng lúc và tức thời bởi tất cả các cú sốc v ừa đề cập đến. Căn cứ vào chuỗi giá cả, giá nhập khẩu đứng trước giá tiêu dùng, điều này cho ph ép cú sốc v ề giá nhập khẩu ảnh hưởng tức thời lên giá tiêu dùng nhưng không có ch iều n gược lại. Lãi suất, được đặt cuối, nhằm đánh giá phản ứng tức thời của thị trường tiền tệ, cụ thể là chính sách t iền tệ đố i với tất cả các biến số trong mô hình. Các kết quả mà mô hình VAR đem lại cho các quốc gia sau đó được dùng để kiểm t ra quan niệm t ruyền thống rằn g ERPT cao hơn tại các thị trường mới nổi so v ới tại các nền k inh tế t iên tiến và dùng để đánh giá khuynh hướng của ERPT giữa các nước thông qua mối tương quan (correlation). Mô hình cơ bản này chỉ đại diện cho một trong số các mô hình thay thế hợp lý khác xét về mặt nhận dạng và biến số. Do đó, để kiểm định kết quả từ mô hình cơ bản, tác giả còn t iến hành phân tích độ nhạy thông qua việc ước lượng lại mô hình VAR với 2 phương pháp nhận diện thay thế. 2 mô hình thay thế này được ước lượng bằng cách sắp xếp lại thứ tự của các biến số theo phương pháp phân rã Cholesky. Đầu tiên, trong Mô hình thay thế 1, tác giả sử dụng các biến số theo thứ tự sau: , , , , , . Lãi suất được chuyển lên trước tỷ giá hối đoái. Sự sắp xếp này cho phép nắm bắt phản ứng tức thời của tỷ giá đối với thay đổi trong công cụ chính sách tiền tệ. Điều n ày có thể được giải thích trên cơ sở quan điểm carry-trade chuẩn, theo đó tất cả những điều k iện khác không đổi, lãi suất cao hơn khiến cho tiền tệ trở nên hấp dẫn hơn do khai thác được thất bại của phương trình kinh doanh chênh lệch giá. Mô hình thay thế 2 bao gồm thay đổi cả về các biến số trong mô hình và thứ tự sắp xếp biến số theo phương pháp phân rã Cholesky. Trong các mô hình trước đó, tác giả dùng biến số giá dầu để nắm bắt hiệu ứng bên cung và cả ch i phí nước ngoài. Do đó, biến số giá dầu giúp tách các tác động ngoại sinh của tỷ giá ra khỏi chi phí nước n goài một các thích hợp hơn. Tuy nhiên, một luận điểm tương tự cũng được áp dụng cho giá nội địa. Vì vậy, trong Mô hình thay thế 2, tác giả thay thế giá dầu bằng giá sản xuất nội địa . Một biến số khác có thể cũng được cân nhắc dùng trong trường hợp này là t iền lương. Tuy nhiên biến số này lại không có sẵn tại nhiều nước trong mẫu phân tích. Về mặt thay đổi thứ tự các biến số, t rong Mô hình thay thế 2 này, tác giả đã dựa vào một quan điểm lý thuyết khá mạnh để giả định rằng tỷ giá hối đoái không bị ảnh hưởng tức thời bởi các cú sốc của các biến số khác trong hệ thống. Do đó, tỷ giá được đặt trước tiên, dẫn đến thứ tự của các biến số trong Mô hình 2 là: , , , , , . 8 Nhiều nghiên cứu về ERPT trên cơ sở áp dụng các mô hình cấu trúc khác nhau đã đưa ra những kết luận lý thuyết khác nhau về tính quyết định của tỷ giá hối đoái; sự khác nhau này phụ thuộc vào những giả định của mô hình (ví dụ như trong Marston, 1990 và Devereux et al., 2006). Trong các mô hình này, một giả định đóng vai trò đặc biệt quan trọng là doanh n ghiệp n iêm yết giá theo đồng tiền địa ph ương nơi sản phẩm được bán hay theo đồng tiền tại nơi sản xuất. T rong khi những mô hình này cung cấp cái nhìn thấu đáo và chặt chẽ về khái n iệm ERPT (phụ thuộc vào những giả định của mô hình), chúng có xu hướng đưa ra những k ết luận mạnh mẽ về một mối liên hện tức thời giữa tỷ giá v à một tập hợp con các yếu tố căn bản hợp lý. Tất cả những n gh iên cứu này có thể trở thành đối tượng cho các phê bình cho rằng các biến số k inh tế vĩ mô có ít sức thuyết m inh cho tỷ giá hố i đoái trong n gắn đến trung hạn. Ví dụ như khó thấy tính quay về trung bình (mean reversion) trong tỷ giá hối đoái thực - biến độn g của tỷ giá sau bị thúc đẩy bởi diễn biến của tỷ giá danh ngh ĩa; những diễn biến này không dễ giải thích bằng những lý giải căn bản. Liên quan đến điều này, Mô hình thay thế 2 cho phép tỷ giá bị ảnh hưởng bởi các cú sốc đến những biến số khác nhưng chỉ với một độ trễ. Điều này ngầm giả định rằn g ít nhất tại thời điểm tức thời, các biến số khác (như "giao dịch nhiễu" hay cân nh ắc thông tin không hoàn hảo - cả 2 đều rất quan trọn g trong bối cảnh thị trường mới nổi) có x u hướng thống trị. D liu Trong bài viết này, tác giả tập trung phân tích các quốc gia từ 03 vùng trên thế giới: châu Á (Trung Quốc, Hàn Quốc, Singapor e, Đài Loan và Hong Kong), Trung và Đông Âu (CH Séc, Hungary, Ba Lan) cộng với Thổ Nhĩ Kỳ; và châu Mỹ Latinh (Argent ina, Ch i Lê và Mexico). Một quốc gia lớn trong khu vực này đã bị loại bỏ khỏi phân tích là Brazil vì các kết quả bất hợp lý đạt được (dao động rất lớn trong số liệu và lạm phát hơn 1000% trong thời kỳ Q1/1992 đến Q4/1994. Các quốc gia chọn lọc này tượng trưng cho các thị trường mới nổi chính trong khu vực. Tại mỗi nước, tập hợp dữ liệu quý được thu thập cho khoảng thời gian dài nhất có thể. Thời kỳ mẫu được xác định bởi dữ liệu sẵn có, do đó khác nhau đối với mỗi n ước. Đối với các thị trường mới nổi, dữ liệu được thu thập cho khoảng thời gian tối đa là từ Q1/1975 đến Q1/2004. Đối với khu vực đồng euro, Mỹ và Nhật, thời kỳ mẫu bắt đầu từ Q1/1983. Thời kỳ mẫu chính xác cho từng quốc gia được mô tả trong dòng đầu tiên của Bảng 1 đố i với n ước đang phát triển và Bảng 2 đối vớ i các nước phát triển. Nguồn dữ liệu lần lượt như sau: - Giá dầu: được thể hiện bởi chỉ số giá dầu thô bằng đồng đôla Mỹ theo Thống k ê tài chính quốc tế của IMF (IFS) (dòng 11276). - Sản lượng: được đo bằng GDP đố i với Hong Kon g, Hàn Quốc, Singapore, Hungary, Thổ Nhĩ Kỳ, Chi L ê (theo IFS, dòng 99bvp), Nhật và Mexico (OECD), kh u v ực euro (theo Area Wild Model của ECB (AWM)), Đài Lo an và Argentina (nguồn trong nước), và Mỹ (theo IFS, dòng 99bvr). Do thiếu dữ liệu có sẵn, tác giả đã sử dụng dữ liệu giá trị sản lượng công nghiệp có được thời gian mẫu dài hơn nh ư trong trường hợp Trung Quốc (n guồn trong nước), CH Séc (OECD) và Ba Lan (I FS, dòn g 66). - Tỷ giá hối đoái: là tỷ giá hối đoái hiệu dụng danh nghĩa được lấy từ IFS cho tất cả các nước thị trường mới nổi trừ Hon g Kong, Hàn Quốc, Singapor e và Đài Loan (nguồn : BIS), Thổ Nhĩ Kỳ, Mexico (OECD) và Argentina ( JP Morgan). Đố i với Mỹ và Nhật, tác giả sử dụng dữ liệu của IFS và dữ liệu của AWM được dùng cho khu vực đồng euro. 9 - Chỉ số giá nhập khẩu (theo nội tệ): bài viết thu thập dữ liệu v ề giá nhập khẩu (hàng hóa) từ IFS (dòng 76) đối với Mỹ, Nhật, Hàn Quốc, Singapore, Hungary v à Ba Lan; và từ những nguồn thay thế khác như trong trường h ợp của: khu vực đồng euro (dữ liệu ECB), Đài Loan, Argent ina và Mexico (nguồn trong nước). Đối với Chi Lê, tác giả kết hợp sử dụng ch ỉ số giá nhập khẩu từ IFS dòn g 76 cho đến Q4/1995, sau đó sử dụng dữ liệu hệ số giảm phát nhập khẩu của Ngân hàng Chi Lê. Cũng do thiếu dữ liệu sẵn có, dữ liệu về hệ số giảm phát nhập khẩu được sử dụng cho CH Séc (theo OECD OEO) và giá trị đơn vị nhâp khẩu của IFS (dòng 75) được dùng cho Hong Kon g và Thổ Nhĩ Kỳ. Trong trường hợp của Trung Quốc, tác giả hoàn toàn không thu thập được dữ liệu liên quan đến giá nhập khẩu. - Chỉ số giá tiêu dùng (theo nội tệ): Tác giả sử dụng dữ liệu CPI của IFS (dòng 64) cho tất cả các nước, ngoại trừ khu vực đồng euro (sử dụng dữ liệu HICP của AWM), Hong Kong (BIS), Trung Quốc và Đài Loan (nguồn tron g nước). - Chỉ số giá sản xuất (PPI): sử dụng dữ liệu của IFS (dòng 62) cho tất cả csc quốc gia , n goại trừ Hong Kon g, Đài Loan, Argentina và Trung Quốc (n guồn trong nước). - Công cụ chính sách tiền tệ được thể hiện thông qua lãi suất ngắn hạn. Lãi suất thị trường tiền tệ được áp dụng cho Mỹ, Nhật, Hàn Quốc, Singapore, Ba Lan, Thổ Nhĩ Kỳ, Argent ina (nguồn: IFS dòng 60 b), khu vực đồng euro (n guồn: AWM), Hon g Kong (n guồn: BIS) và Đài Loan (nguồn: Ngân Hàng Trung Ương Trung Hoa). Lãi suất trái phiếu Chính phủ được dùng cho Hungary và Mexico (nguồn: IFS dòn g 60c) và lãi suất tiền gửi ngân hàng được dùng cho Trung Quốc, CH Séc và Chi Lê (n guồn: IFS dòng 60l). - Tỷ số Nhập khẩu/GDP: dùng để đo lường mức độ mở cửa thị trường của một quốc gia. Để tính tỷ số này, bài viết sử dụng giá trị danh nghĩa đố i với cả nhập khẩu (hàng hóa và dịch vụ, Trung Quốc là trường hợp ngoại lệ trong đó ch ỉ tính giá trị nhập khẩu hàng hóa) và GDP. Giá trị nhập khẩu danh ngh ĩa được lấy từ IFS (dòn g 99b) cho tất cả các quốc gia ngoại trừ khu vực đồng euro (ECB), Trung Quốc, Singapore và Đài Loan (nguồn trong nước). GDP danh nghĩa được thu thập từ IFS (dòng 98c) cho tất cả các nước n goại trừ khu v ực đồng euro (Eurostat), T rung Quốc, Singapore và Đài Loan (n guồn trong nước). Sơ lược về tình hình kinh tế vĩ mô của các quốc gia trong m ẫu phân tích Bảng 1 tóm tắt các chỉ số bình quân về tình hình kinh tế vĩ mô tại các thị trường mới nổi trong thời kỳ mẫu. 10 Lạm phát bình quân khá thấp tại các nước châu Á, cụ thể là Đài Loan và Singapore. Đây là 2 nước có được sự kết hợp giữa tăng trưởng mạng trong GDP thực, lạm phát thấp và tỷ giá hối đoái danh nghĩa ổn định cả về mặt giá trị và biến động. Các quốc gia Trung và Đông Âu cho thấy tăng trưởng sản lượng và khoảng 2-3%, kết hợp vớ i tỷ lệ lạm phát khá cao nhưng có xu hướng giảm. Một cách cụ thể hơn, giảm phát đã đạt được trước đó tại CH Séc mặc dù đang trong tình trạng suy thoái kéo dài nhiều năm sau cuộc kh ủng hoảng ngân hàng năm 1997. Một số nước khác lại chịu đựng áp lực lạm phát cao trong thời kỳ mẫu. 2 quốc gia nổi bật nhất là Thổ Nhĩ Kỳ và Argent ina. Các điều kiện kinh tế vĩ mô tài chính bất ổn đè nặng lên Argent ina, kéo dài tình trạng hỗn loạn tài chính và dẫn đến siêu lạm phát. Áp lực lạm phát cao, biến động tỷ giá mạnh và khó khăn tài chính cũng thường thấy tại Thổ Nhĩ Kỳ. Mexico cũng trải qua sự bất ổn thị trường lớn nhưng kiểm soát được, điều này thể hiện qua sự bất ổn cao trong tỷ giá hối đoá i hiệu dụng danh nghĩa. Thay vào đó, Chi Lê giữ được ch ỉ số lạm phát bình quân thấp h ơn, vào khoảng 13% kể từ năm 1980. Cuối cùng, nhiều nước thị trường mới nổi trong mẫu phân tích có thể được xem là nề kinh tế mở căn cứ v ào cơ cấu thương mại. Sử dụng tỷ số nhập khẩu/GDP như một tiêu ch uẩn so sánh, có thể thấy các nền kinh tế mở nhất trong mẫu là Hong Kon g, Singapore, CH Séc và Hungary (theo thứ tự giảm dần). Các nền kinh tế lớn h ơn, Trung Quốc và Argent ina, lại khác đóng so với các thị trường mới nổi khác trong nghiên cứu này. Bảng 2 tóm tắt tình hình kinh tế vĩ mô trung bình của 3 nền kinh tế t iên t iến là Mỹ, khu vực đồng euro và Nhật, tạo thành tiêu chuẩn so sánh trong bài viết. Những nền kinh tế này cho thấy tỷ lệ lạm phát bình quân thấp cùng với các điều kiện kinh tế vĩ mô ổn định hơn so với thị t rường mới nổi. Căn cứ vào ghi nhận v ề lạm phát, giữa các thị t rường mới nổi, hệ số truyền dẫn có thể được cho là thấp nhất ở châu Á và cao nh ất ở Mỹ Latinh, với Chi L ê là ngoại lệ. Tuy nh iên, mức độ mở cửa có thể đóng vai trò đối trọng bằng cách làm giảm tác động lên truyền dẫn CPI trong các nền kinh tế tương đối đón g Mỹ Latinh trong khi lại mang đếnt những ảnh hưởng tích cực, đặc biệt là cho Hong Kon g và Singapor e - các quốc gia mở cửa thương mại nhiều nh ất trong mẫu phân tích. 11 Mức độ ERPT tại từng nước được tính bằng cách ước lượng mô hình 1 đối với vector các biến nội sinh được chọn. Mô hình này t ính đến tính chất chuỗ i thời gian của dữ liệu. Các kiểm định nghiệm đơn vị (unit root test) cho thấy hầu hết các biến số tại các quốc gia được x em xét đều không dừng (chỉ có lãi suất có tính dừng trong một vài trường hợp), trong kh i kiểm định đồng liên kết Johansen (Johansen cointegration test) nhìn chung chỉ cung cấp một số bằng chứng yếu ớt về khả năng có một trạng thái cân bằng trong dài hạn giữa các biến số tại một vài quốc gia. Dựa vào các tính chất này của dữ liệu, việc áp dụng sai phân bậc một cho các biến không dừng tạo ra một định dạng thích hợp của mô hình VAR. Việc dùng mô hình VAR trong sai phân bậc một thay vì mô hình hiệu chỉnh sai số vector (VECM) có thể dẫn đến xác định sai quy cách mô hình nếu như có mối quan hệ đồng liên kết. Tuy nhiên, lựa chọn của tác giả cũng đã cân nhắc đến việc ph ân tích: (i) tập trung vào trạng thái n gắn hạn thay vì trạng thái cân bằng dài hạn giữa các biến số; và (ii) bị giới hạn bởi thời kỳ mẫu n gắn đối với một số nền kinh tế thị trường mới nổi. Một sự lựa chọn khả thi khác là ước lượng mô hình VAR theo mức độ của các biến số. Tuy nhiên, cả 02 phương pháp, ước lượng VAR theo mức độ hay ứng dụng mô hình VECM đều không tránh khỏi các v ấn đề gây ra bởi sự hiện diện của đồng liên kết (tham khảo thêm trong Favero 2001). Cụ thể hơn, trong bài viết mô hình VAR theo sai phân bậc một của các biến không có tính dừng bao gồm các biến số sau: , , , , , và cuối cùng là hoặc (tùy vào kết quả của kiểm định nghiệm đơn v ị). Tất cả các mô hình đều được ước lượng với 1 hằng số và các biến giả theo mùa. Độ trễ của mô hình VAR tại mỗi nước được xác định thông qua các tiêu ch uẩn thông tin khác nhau cũng như qua một số phuon g pháp kiểm định quy cách mô hình. Các tiêu chuẩn thông tin dùng để xác định độ trễ tối ưu, tuy nhiên quyết định cuối cùng là dựa vào các kiểm định quy cách được áp dụng cho các mô hình được xem xét. NI DUNG & CÁC KT QU NGHIÊN CU Mô hình c bn Từ Mô hình cơ bản, các ước lượng của ERPT lên giá nhập khẩu và t iêu dùng cho tất cả các quốc gia thị trường mới nổi trong mẫu được tóm tắt trong Bảng 3 và 4 cho 2 mốc thời gian: sau 4 và 8 quý. Đối với hầu h ết các quốc gia, k ết quả nhìn chung khá hợp lý cả về giá tiêu dùng và giá nhập khẩu. ERPT giảm theo chuỗi giá cả, cao hơn đố i với giá nhập khẩu và thấp hơn đối với giá tiêu dùng. Cụ thể, một năm sau cú sốc, chuyển dịch vào giá nhập khẩu cao và không khác 1 về mặt thống kê trong trường hợp của Argentina, Chi Lê, Hungary, Mexico, Ba Lan v à Thổ Nhĩ Kỳ, hơi thấp hơn tại CH Séc và Hàn Quốc, và tương đố i thấp tại hầu hết các n ước châu Á khác. ERPT vào CPI có kết quả cao nhất tại Hungary và Mexico. Tại châu Á, t ruyền dẫn vào CPI thấp cả sau 4 và 8 12 quý. Tại Singapore, các ước lượng của các hệ số truyền dẫn là âm và nhỏ, các ước lượng này không quá kh ác 0. Phương pháp nghiên cứu trên cũng đước áp dụng cho khu v ực đồng euro, Mỹ và Nhật để đánh giá mức độ truyền dẫn tại những quốc gia này có cao hơn tại thị trường mới nổi không. Bảng 5 cho thấy bằng chứng tại khu vực đồng euro là phù hợp các với ước lượng của các nghiên cứu khác, sử dụng các phương ph áp tương tự (tham khảo Hahn 2003) hay các phương pháp khác (tham khảo Anderton, 2003 và Campa et al., 2005 đối với giá nhập khẩu). Các k ết quả ước lượng cho Mỹ phù h ợp với sự thống nhất chung rằng ERPT ở Mỹ thấp, cả đối với giá nhập khẩu và tiêu dùng (tham khảo Gagnon và Ihrig, 2004 đối với giá tiêu dùng). Tại Nhật, ERPT vào CPI là rất nhỏ cả sau 4 và 8 quý. Đối với giá nhập khẩu, kết quả ước lượng cho Nhật cao hơn tại khu vực đồng euro và Mỹ, và thống nhất về mặt thống kê với việc truyền dẫn hoàn toàn sau 1 năm. So sánh các ước lượng truyền dẫn của các nước tiên tiến với các nước đang phát triển, kết quả thực nghiệm của tác giả phần nào bác bỏ quan niệm truyền thống là mức độ ERPT luôn cao hơn tại thị trường mới nổi so với các nước phát triển. Cụ thể hơn, tại các nền kinh tế mới nổ i với tỷ lệ lạm phát thấp (như các nước châu Á), truyền dẫn vào giá tiêu dùng cũng khá thấp. Bước tiếp theo trong phân tích của tác giả là tìm hiểu về các yếu tố kinh kế v ĩ mô quyết định của E RPT. Theo giả thiết của Taylor, có hay không chứn g cứ về một m ối tương quan cùng chiều giữa truyền dẫn và lạm phát. Hình 1 minh họa m ối quan hệ giữa mức độ ERPT sau Sơ1 năm và lạm phát tại các thị trường mới nổi trong mẫu phân tích. Hình 1: Truyền dẫn vào giá tiêu dùng & Lạm phát trung bình tại các thị trường mới nổi (trục y: phản ứng tích lũy của g iá tiêu dùng khi tỷ giá thay đổi 1% sau m ột năm; trục x: lạm phát trung bình trong g iai đoạn ước lượng) 13 Lưu ý: Mô hình s ử dụng là Mô hình cơ bản. Cá c nước vẽ trong biểu đồ là: Argentina (AG), Thổ Nhĩ Kỳ ( TK), Mexico (MX), Cộng hòa Séc (CZ), Hungary (HN), Ba Lan (PL), Chile (CL), Hàn Quố c (KR), Trung Quốc (CN), Hong Kong (HK), Đài Loan (TW ), Singapore (SG). Như thể hiện trong Hình 1, 2 tập hợp các quốc gia có thể được nhận diện. Tập hợp thứ nhất có mức ERPT thấp (nhìn ch ung thấp hơn 10%) là các quốc gia có tỷ lệ lạm phát hàng năm bình quân thấp hơn 10%. Tập hợp thứ 2 có mức ERPT vào giá tiêu dùng khá cao (khảon g 40%) là các quốc gia có tỷ lệ lạm phát bình quân cao hơn (khoảng từ 10-20%). Các tập hợp quốc gia này ít nhất có vẻ ủng hộ giả thiết của Taylor. 2 quốc gia trong mẫu, Argent ina và Thổ Nhĩ Kỳ là những trị ngoại lệ (outliers) v ì 2 nước là sự kết hợp giữa tỷ lệ lạm phát trung bình quá cao (hơn 60%) và truyền dẫn vào giá tiêu dùng thấp. Một cái nhìn trực quan đơn giảm về biểu đồ trên cho thấy nếu đưa 2 quốc gia này vào phân tích, giả thiết của Taylor sụp đổ. Tuy nhiên, phương pháp VAR thường không phù hợp cho các nước có bất ổn lớn về kinh tế vĩ mô, được phản ánh qua siêu lạm phát hay tỷ lệ lạm phát rất cao. Lấy Argent ina làm ví dụ, việc mở rộng mẫu quá lớn đồng n ghĩa với việc đưa các biến độn g lớn của các biến số tài chính vào phân tích (theo sau bởi tốc độ khác nhau trong việc điều ch ỉnh về mức độ "bình thường" hơn). Thay vào đó, việc giới hạn thời kỳ mẫu để loại bỏ các giai đoạn lạm phát cao không những khiến cho dữ liệu trở nên rất ngắn mà còn khiến cho mẫu phân tích trở thành một bức ảnh cục bộ, và có khả năng sai lệch, của tình trạng lạm phát cao. Chẳng hạn như người ta có thể liên kết một thời kỳ lạm phát cao (thời kỳ mà sự bình ổn kinh tế vĩ mô vẫn còn đang diễn ra) với sự tăng giá mạnh của đồng tiền (hồi phục sau kh i bị đánh giá thấp - điều thường xảy r a trong các giai đoạn siêu lạm phát). Dưới những hoàn cảnh này, rất khó để khôi phục lại mối quan hệ giữa tỷ giá và giá cả do các x u hướng thay đổi bất thường hay xuất hiện trong môi trường kinh tế bất ổn. Phương pháp VAR v à bao quát hơn là tất cả các phép ước lượng đều khó có thể mang lại một thước đo độ truyển dẫn có ý nghĩa nếu giá cả, tỷ giá và lãi suất đều biến động mạnh. Ngược lại, kết luận của Taylor có vẻ được ủng hộ nếu loại bỏ Thổ Nhĩ Kỳ và Argentina ra khỏi mẫu. Dấu ấn trực quan về một mối tương quan cùng chiều giữa truyền dẫn và lạm phát được khẳng định bởi 2 phương pháp đo lường chuẩn (phương pháp Pearson và Spearman) về sự tương quan giữa hệ số truyền dẫn và một số các yếu tố quyết định hợp lý. Kết quả được trình bày trong Bảng 6. Các kết quả đo lường cura cả 2 phương pháp xác nhận sự tương quan cùng chiều giữa truyền dẫn và lạm phát tại cả 2 mốc thời gian là 4 và 8 quý. Hệ số tương quan là đáng kể tại mức ý nghĩa 1%. Các đo lường khác về t ính bất ổn kinh tế vĩ mô cũng tương quan cùng chiều với ERPT mặc dù mức ý nghĩa nhìn chung có phần nhỏ hơn. Tương tự như Choudhr i và Hakura (2006) và 14 McCarthy (2000), tác giả t ìm thấy ít chứng cứ về một mối quan hệ cùng chiều giữa ERPT vào giá tiêu dùng và sự mở cửa mậu dịch. Kết quả này l à khá bất ngờ vì mối liên hệ trực tiếp cùng chiều giữa các biến này là được kỳ vọn g (do sự truyền dẫn từ giá nhập khẩ u sang giá tiêu dùng). Một cách lý giải cho kết luận bất ngờ vừa rồi là xét đến mối tương quan t rái chiều giữa lạm phát và mở cửa như Romer (1993) đã thảo luận. Sau khi kiểm soát lạm phát, hệ số tương quan giữa truyền dẫn và mở cửa là số dương, tuy nhiên không có ý n gh ĩa thống kê. Mô hình thay th 1 Phần trên thảo luận về các kết quả chính đạt được trong Mô hình cơ bản. Phần tiếp theo đề cập đến kết quả k iểm chứng của các Mô hình thay thế. Tại Mô hình thay thế 1, các ước lượng về truyền dẫn nhìn chung rất giống với các kết quả của Mô hình cơ bản. Các ước lượng của mô hình này được trình bày trong Bảng 7 và 8. Một ngoại lệ là Hungary, các ước lượng về ERPT vào cả giá nhập khẩu và giá tiêu dùng đều giảm đáng kể. Như thảo luận từ phần trước, đối với giá nhập khẩu, 1 năm sau cú sốc, hệ số truyền dẫn là cao và không quá khác 1 tại Argentina, Mexico và Ba Lan. Tại Ch i Lê, h ệ số của truyền dẫn vào giá nhập khẩu có phần thấp hơn và gần bằng với mức độ của CH Séc v à Hàn Quốc 1 năm sau cú sốc (nằm vào khoảng 0,7 đến 0,8). Một năm sau cú sốc, mức độ truyền dẫn vào giá nhập khẩu vẫn duy trì ở mức độ rất thấp t ại Singapore và Đài Loan, mặc dù trong trường hợp của Singapore mức độ truyền dẫn lại tăng mạnh 2 năm sau cú sốc. Đối với giá t iêu dùng, hệ số truyền dẫn, như lúc trước, vẫn hầu nh ư luôn nhỏ hơn so với giá nhập khẩu. Trong Mô hình tháy thế 1, hệ số cao nhất 1 năm sau cú sốc là tại CH Séc, Mexico và Ba Lan. Tại châu Á, ERPT vào giá tiêu dùng một lần nữa lại cho kết quả thấp. Trong trường hợp của Singapore, tuy các ước lượng hệ số lại âm một lần nữa nhưng chúng không quá khác 0. Kết luận chung rằng tất cả quốc gia có mức lạm phát trung bình thấp hơn 10% thì có m ức truyền dẫn vừa phải vẫn đứng vững. Như trước, Argent ina và Thổ Nhĩ Kỳ nổ i bật với mức truyền dẫn rất thấp vào giá tiêu dùng. Loại bỏ 2 quốc gia này, m ối tương quan cùng chiều giữa truyền dẫn và lạm phát vẫn 15 cho kết quả dương sau 4 và 8 quý dù mức ý nghĩa thấp hơn so với trong mô hình đầu tiên (Bảng 9). Các đo lường khác về tính bất ổn kinh tế vĩ mô cũng tương quan cùng chiều với mức độ ERPT với các mức ý ngh ĩa khác nh au tại cả 2 mốc thời gian 1 và 2 n ăm. Cuối cùng, Mô hình thay thế 1 cũng không cho thấy bằng chứng về một mối quan h ệ cùng chiều có ý nghĩa thống kê giữa ERPT và mở cửa, kể cả sau khi kiểm soát lạm phát. Mô hình thay th 2 Mô hình thay thế 2 tương đố i khác, tuy nhiên vẫn cho kết quả tương tự các mô hình trước đó (Bảng 10 và 11). Truyền dẫn vào giá nhập khẩu cho kết quả gần bằng 1, cả sau 1 và 2 năm, tại Argent ina, Chi Lê, Hungary, Ba Lan, Mexico và Thổ Nhĩ Kỳ; t ron g khi lại cho kết quả thấp hơn rất nhiều tại các nước châu Á và CH Séc. Truyển dẫn vào giá tiêu dùng nhìn chung thấo hơn so với truyền dẫn vào giá nhập khẩu đố i v ới tất cả các quốc gia v à trong trường hợp của vài nước châu Á thì gần bằng 0 sau cả 1 và 2 năm. Lặp lại ph ân tích tương quan, tác giả chỉ ra bằng chứng nhất quán về một mối quan hệ cùng chiều đáng kể giữa truyền dẫn vào CPI và lạm phát (ở mức ý nghĩa 1%), sau khi loạiArrgentina và Thổ Nhĩ Kỳ ra khỏi mẫu (Bảng 12). Hệ số tương quan giữa truyền dẫn vào CPI vào các đo lường còn lại về t ính bất ổn kinh tế vĩ mô cũng dương và hầu như luôn có ý nghĩa thống kê tại bất cứ mốc thời gian nào. Mối liên hệ giữa truyền dẫn vào CPI và mở cửa lại một lần nữa cho kết quả dương, sau khi k iểm soát lạm phát, nhưng không có ý n ghĩa thống kê. 16 KT LUN Bài nghiên cứu cung cấp bằng chứn g thực n ghiệm về x u h ướng trên thế giới của ERPT vào giá nội địa dựa trên các mô hình tự hồi quy vector đối với nhiều nước, bao gồm nhiều nước thị trường mới nổi từ 3 khu vực đang phát triển chính và một nhóm kiểm soát là các quốc gia công nghiệp hóa. Qua tất cả các nước, các kết quả cho thấy ERPT giảm theo chuỗi giá cả. Phân tích phần nào bác bỏ quan niệm truyền thống r ằng ERPT luôn cao h ơn nhiều tại các nền kinh tế "mới nổi" so với tại các nền kinh tế "phát triển". Đối với thị trường mới nổi với tỷ lệ lạm phát hàng năm chỉ có 1 con số (đáng chú ý nhất là các quốc gia châu Á), ERPT thấp và không quá khác biệt so với mức độ ERPT tại các nước tiên tiến. Dưới một góc nh ìn bao quát hơn, tác giả tìm thấy mối liên hệ giữa truyền dẫn và lạm phát là có ý ngh ĩa thống k ê khi 2 nước n goại lệ (Argentina và Thổ Nhĩ Kỳ) bị loại ra khỏi mẫu (vì làm cho k ết quả trở nên không đáng tin). Ngoài ra, bằng chứng về một mối tương quan cùng chiều giữa truyền dẫn và sự mở cửa là yếu hơn so với mối tương quan cùng chiều giữa truyền dẫn và lạm phát, kể cả sau khi k iểm soát m ức độ lạm phát. Bên cạnh các kết luận thực n ghiệm nêu trên, bài viết cũng có một số hạn chế nhất định, đặc biệt về mẫu phân tích. Các nước mới nổi có những đặc điểm đặc biệt quan trọng gây khó khăn cho việc đạt được các ước lượng đáng tin cậy về ERPT. Vài nước châu Á thường xuyên theo đuổ i các chính sách chủ động nhằm kiểm soát tỷ giá hối đoái. Các quốc gia Trung và Đông Âu lại trải qua nền kinh tế chuyển đổi cấp tiến trong những năm 90. Cuố i cùng, Thổ Nhĩ Kỳ và một số nước Mỹ Latinh lại có nền kinh tế vĩ m ô rất bất ổn với tỷ lệ lạm phát rất cao và/hoặc dao dộng mạnh trong tỷ giá và lãi suất. Nhìn chung, trong thời kỳ mẫu, h ầu hết các quốc gia mới nổi đều trải qua những biến động lớn về mặt kinh tế và ch ính trị. Điều này làm ảnh hưởng đến chất lượng của dữ liệu. Ngoài ra, dữ liệu của các biến số tại các quốc gia thường không sẵn có dẫn đến việc phải chọn lựa giữa thời kỳ mẫu ngắn hay chọn biến số thay thế. Cả 2 sự lựa chọn này đều có thể ảnh hưởng đến kết quả của mô hình. Mô hình VAR chỉ là một trong các mô hình khả thi. Hầu hết các biến số dùng trong nghiên cứu này đều khôn g có tính dừng. Do đó, một sự biến đổi biến số là cần thiết, như trong bài viết này tác giả sử dụng sai phân bậc một. Tuy nhiên, bất cứ sự biến đổ i nào c ũng làm thay đổi ý nghĩa của kết quả đạt được. Khi có thể, nên tiến hành phân tích trên với một phương pháp n ghiên cứu khác (như mô hình VECM) để đạt được kết luận chính xác nhất có thể. 17 TÀI LIU THAM KHO Anderton, R. (2003), Extra-Euro Area Manufacturing Import Prices and Exchange Rate Pass- Through, ECB Working Paper No. 219. Bacchetta, P. and van Wincoop, E. (2003), Why do Consumer Prices React Less than Import Prices to Exchange Rates?, Journal of E uropean Economic Association, 1, 662-670. Burstein, A., Eichenbaum, M. and Rebelo, S. (2005), Large Devaluations and the Real ExchangeRate, Journal of Political Economy, 113, 742-784. Burstein, A., Neves, J. and Rebelo, S. (2003), Distribution Costs and Real Exchange Rate Dynamics During Exchange-Rate-Based-St abilizations, Journal of Monetary Economics, 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 González-Mínguez, J. (2005), Exchange Rate Pass-Through to Import Prices in the Euro Area, Federal Reserve Bank of New York St aff Paper No. 219. Choudhri, E. and Hakura, D. (2006), Exchange Rate Pass-Through to Domestic Prices: Does the Inflationary Environment Matter?, Journ al of International Money and Finance, 25, 614-639. Choudhri, E., Faruqee, H. and Hakura, D. (2002), Exchange Rate Pass-Through in Different Prices, IMF Working Paper, No. 02/224. Conover, W. (1999), Practical Nonparametric Statistics, New York : John Wiley and Sons. Devereux, M, and Engel, C. (2001), “Endogenous Currency of Price Setting in a Dynamic Open Economy Model”, NBER Working Paper No. 8559. Devereux, M., Lane, P. and Xu, J. (2006), Exchange Rates and Monetary Policy in Emer ging Market Economies, Economic Journ al, 116, 478-506. Dornbusch, R. (1987), Exchange Rates and Prices, American Economic 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. Franke l, J., Parsley, D. and Wei, S. (2005), Slow Pass-Through Around the World: A New Import for Developing Countries, NBER Working Paper No. 11199. Gagnon, J. and Ihrig, J. (2004), Monetary Policy and Exchange Rate Pass-Through, International Journal of Finance an d Economics, 9, 315-338. Hahn, E. (2003), Pass-Through of External Sho cks to Euro Area Inflation, European Central Bank Working Paper No. 243. Ihrig, J., Marazzi, M. and Rothenberg, A. (2006), Exchange Rate Pass-Through in the G-7 countries, International Finance Discussion Paper No. 851, Federal Reserv e Board of Governors. 18 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, mimeo, Universitat Pompeu Fabra. Marston, R. (1990), Pricing to Market in Japanese Manufactur ing, Journal of International Economics, 29, 217-36. Meese, R. and Rogoff, K. (1983), Empirical Exchange Rate Models of the Seventies: Do they Fit Out of Sample?, Journal of International Economics, 14, 345-73. Mihaljek, D. and Klau, M. (2000), A Note on the Pass-Through from Exchange Rate and Foreign Price Changes to Inflation in Selected Emer ging Market Economies, BIS Papers, 8, 69-81. Romer, D. (1993), Openness and Inflation: Theory and Evidence, Quarterly Journal of Economics, 4, 869-903. Taylor, J. (2000), Low Inf lation, Pass-Thro ugh and the Pricing Power of Firms, European Economic Review, 44, 1389-1408.