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

TRƯỜNG ĐH KINH TẾ TPHCM VIỆN ĐÀO TẠO SAU ĐẠI HỌC Bài nghiên cứu Sự truyền dẫn tỷ giá hối đoái trong các thị trường mới nổi GVHD Năm 2013 MỤC LỤC Tóm lược Bài nghiên cứu về sự truyền dẫn của tỷ giá đến giá cả trên 12 thị trường mới nổi tại Châu Á, Mỹ Latinh và các nước Trung và Đông Âu. Kết quả nghiên cứu dựa trên việc sử dụng ba mô hình hồi quy tiêu chuẩn (mô hình vecto tự hồi quy), một phần dựa trên sự hiểu biết về ERPT trong giá nhập khẩu và giá tiêu dùng ở các thị trường mới nổi luôn cao hơn thị trường ở các nước phát triển.Ở thị trường mới nổi thì tỷ lệ lạm phát ít biến động (hầu hết ở các nước Châu Á), sự truyền dẫn của giá nhập khẩu và giá tiêu dùng thường thấp và mức độ không giống nhau ở các nền kinh tế phát triển.Nghiên cứu này rất thiết thực để kiểm chứng mối quan hệ giữa ERPT và lạm phát. Trong giả thuyết của Taylor’s loại trừ 2 nước Argentina và Thổ Nhĩ Kỳ ra khỏi mẫu nghiên cứu. Cuối cùng, kiểm định mối quan hệ giữa mức độ mở cửa và ERPT dựa trên một lý thuyết chưa có bằng chứng chứng thực để khẳng định rõ ràng. Tóm tắt lý thuyết Hiểu biết về tác động của biến động tỷ giá đến giá cả là rất quan trọng để có thể đánh giá được mức độ phù hợp của các chính sách tiền tệ với biến động của thị trường tiền tệ. Nghiên cứu thực nghiệm đã chỉ ra rằng biến động tỷ giá hối đoái và giá cả không biến động theo tỷ lệ tương đương 1-1 trong ngắn hạn và trung hạn. Một lý thuyết đã phát triển trong ba thập kỷ qua, các nghiên cứu đã cung cấp những giải thích khác nhau rằng tại sao sự truyền dẫn của tỷ giá (EFPT) lên giá nhập khẩu và giá tiêu dùng là không hoàn toàn.Phân tích thực nghiệm cũng đã đưa ra bằng chứng về sự khác nhau đáng kể của sự truyền dẫn tỷ giá hối đoái giữa các quốc gia. Một tranh luận lớn về vấn đề này đã được đề xuất bởi Taylor (2000), người đưa ra giả thuyết rằng sự phản ứng của giá do biến động của tỷ giá phụ thuộc rất nhiều vào lạm phát. Bài viết khảo sát mức độ ERPT đến giá cả trong 12 thị trường mới nổi ở châu Á, Mỹ Latinh, Trung và Đông Âu. Để đạt được điều này, chúng tôi sử dụng một mô hình đã được phát triển cho các nước tiên tiến do McCarthy (2000) và được ứng dụng bởi Hahn (2003) cho khu vực đồng Euro. Chúng tôi ước tính mô hình vector tự hồi quy, trong đó bao gồm các trường hợp cơ bản như các biến đầu ra, tỷ giá hối đoái, giá nhập khẩu và giá tiêu dùng, mức lãi suất ngắn hạn và giá dầu. Cách tiếp cận véc tơ hồi quy này cho phép khả năng phát sinh biến nội sinh giữa các biến nghiên cứu.Những cú sốc tỷ giá hối đoái được xác định bằng cách đưa biến lãi suất vào một cách phù hợp và áp dụng một chương trình xác định đệ quy.Việc đưa các biến vào có thể phát sinh vấn đề, chúng tôi tiến hành phân tích độ nhạy bằng sự thay thế cách sắp xếp khác nhau của các biến. Để so sánh, chúng tôi cũng ước tính mô hình theo một chuẩn mực riêng cho các nền kinh tế phát triển, cụ thể là khu vực đồng Euro, Mỹ và Nhật Bản. Kết quả của chúng tôi khẳng định rằng tác động của sự truyền dẫn tỷ giá hối đoái giảm dọc theo chuỗi giá, cụ thể là giá tiêu dùng thấp hơn giá nhập khẩu. Ngoài ra còn có bằng chứng về ERPT thấp ở các nền kinh tế phát triển, đặc biệt là trong trường hợp giá tiêu dùng của Mỹ và Nhật Bản. Phù hợp với các nghiên cứu trước ERPT tác động đến giá tiêu dùng và nhập khẩu trong khu vực đồng Euro có phần cao hơn so với ở Mỹ. Phân tích của chúng tôi cũng phần nào đã phá vỡ những kiến thức thông thường cho rằng ERPT ở các quốc gia "mới nổi" thường cao hơn các quốc gia "phát triển". Đối với các nền kinh tế mới nổi với chỉ số lạm phát ở mức một con số (đặc biệt là các nước châu Á trong mẫu của chúng tôi), ERPT là thấp và mức độ phổ biến không giống trong nền kinh tế phát triển.Tổng quát hơn, bài nghiên cứu cung cấp những bằng chứng xác thực cho mối quan hệ giữa mức độ của ERPT và lạm phát, phù hợp với giả thuyết của Taylor. Kết quả này trở nên rõ ràng chỉ sau khi loại trừ hai nước (Argentina và Thổ Nhĩ Kỳ), do khó khăn trong việc ước lượng cùng với sự ước lượng về kinh tế vĩ mô đã diễn ra vượt tầm kiểm soát trong phạm vi nghiên cứu ở hai nước này. Cuối cùng, bài nghiên cứu cũng tìm ra được sự liên kết chặt chẽ giữa mức độ mở cửa nhập khẩu của một nền kinh tế và ERPT, trong khi về mặt lý thuyết vấn đề này chưa được nghiên cứu nhiều. 1. Giới thiệu Trong suốt 2 thấp kỷ qua, lý thuyết về sự truyền dẫn của tỷ giá trên thị trường mới nổi (ERPT) đã được phát triển.Bắt đầu từ những điểm khác nhau, các nghiên cứu kiểm định vai trò của ERPT trong các nền kinh tế nhỏ và lớn. Nghiên cứu tiến hành đối với trường hợp của 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). Ngoài ra cũng có một số lý thuyết nghiên cứu đối với nền kinh tế trên thị trường mới nổi, trong đó so sánh giữa các quốc gia như trong Choudhri và Hakura (2006), Frankel et al. (2005) và Mihaljek et al. (2000). Trong nền kinh tế giả định được đơn giản hóa, nghĩa là giá cả hàng hoá giao dịch giữa các quốc gia là cùng một loại tiền và chỉ có một mức giá, tức là điều kiện ngang bằng sức mua (PPP). Tuy nhiên, giả thiết này chỉ áp dụng trong trường hợp các mẫu nhỏ và thời gian từ ngắn hạn đến trung hạn. Trên cơ sở từ giả thuyết này, các lý thuyết phát triển trong hai thập niên qua đã cung cấp nhiều nguyên nhân khác nhau để giải thích tại sao ERPT là không hoàn toàn. Trong bài báo của ông, Dornbusch (1987) giải thích sự không hoàn toàn được phát sinh từ các công ty hoạt động trong thị trường cạnh tranh không hoàn hảo và việc điều chỉnh tăng giá của họ (và không chỉ có giá) là để phản ứng với một cú sốc tỷ giá hối đoái. Burstein et al. (2003) nhấn mạnh vai trò của yếu tố đầu vào (phi thương mại) trong nước trong chuỗi phân phối hàng hóa. Thay vì thế thì Burstein và cộng sự (2005) chỉ ra vấn đề đo lường trong chỉ số CPI, mà bỏ qua việc chất lượng của hàng hóa giao dịch có thể tác động rất lớn đến việc điều chỉnh tỷ giá hối đoái. Một nghiên cứu khác lại nhấn mạnh hơn vai trò của các chính sách tiền tệ và chính sách tài khóa, bởi sự ảnh hưởng của chính sách phần nào làm ảnh hưởng đến sự tác động của thay đổi tỷ giá hối đoái lên giá (Gagnon và Ihrig, 2004). Devereux và Engel (2001) và Bacchetta và van Wincoop (2003) khám phá vai trò của việc định giá đồng nội tệ trong việc giảm mức độ ERPT. Những bằng chứng được đưa ra từ những cách tiếp cận lý thuyết khác nhau, nghiên cứu thực nghiệm cho cả nền kinh tế tiên tiến và các nền kinh tế mới nổi đã tìm thấy bằng chứng của ERPT không hoàn toàn.Những nghiên cứu cũng tìm thấy bằng chứng về sự khác biệt đáng kể giữa các quốc gia, từ những gì đã chứng minh ta tìm thấy được những yếu tố cơ bản nhất về sự truyền dẫn.Taylor (2000) đã đưa ra giả thuyết rằng sự phản ứng của giá đối với biến động tỷ giá phụ thuộc rất nhiều vào lạm phát.Mức độ tác động của lạm phát đến sự truyền dẫn còn tuỳ thuộc vào mức độ và thời gian của lạm phát. Liên kết sau có thể được thể hiện như sau: Lạm phát dai dẳng, thì sự biến động của tỷ giá chỉ là nhất thời và nhiều công ty có thể khắc phục điều này thông qua việc điều chỉnh giá. Các bằng chứng từ các nghiên cứu khác nhau xuất hiện đã hỗ trợ nhiều cho giả thuyết Taylor. Tuy nhiên, mối quan hệ tích cực giữa sự truyền dẫn và lạm phát dường như mạnh mẽ hơn khi thị trường mới nổi được đưa vào mẫu nghiên cứu(đặc biệt là bằng chứng trong bảng dữ liệu của Choudhri và Hakura, 2006). Không có gì là ngạc nhiên, khi lập luận lý thuyết của Taylor trở nên có ý nghĩa hơn đối với tỷ lệ lạm phát cao. Một yếu tố quan trọng quyết định đến ERPT, là mức độ mở cửa thương mại của một quốc gia.Tại một quốc gia mở cửa thì sự tác động tỷ giá hối đoái đến giá nhập khẩu làm cho CPI thay đổi nhiều hơn quốc gia có nền kinh tế khép kín. Tuy nhiên, theo nghiên cứu của Romer (1993) có nhiều bằng chứng thể hiện không có mối tương quan giữa lạm phát và sự mở cửa của một quốc gia. Điều này đưa đến một giả thuyết gián tiếp, theo đó sự mở cửa của một quốc gia tỷ lệ nghịch với lạm phát, còn trong giả thuyết của Taylor thì đó là yếu tố tác động đến mức độ của sự truyền dẫn. Các kênh trực tiếp và gián tiếp đi theo hướng ngược nhau và các dấu hiệu tổng thể của sự tương quan giữa sự truyền dẫn và sự mở cửa có thể là tích cực hoặc tiêu cực. Bài báo đánh giá các kết quả từ các tài liệu, khám phá tầm quan trọng của ERPT và sự khác biệt giữa các quốc gia bằng cách ước tính vector của mô hình hồi quy (VAR) trên các thị trường mới nổi với nền kinh tế công nghiệp phát triển, tức là khu vực đồng Euro, Hoa Kỳ và Nhật Bản là những nước nắm quyền kiểm soát trong khu vực công nghiệp phát triển này. Phương pháp tiếp cận đồng thời như trên được sử dụng có khả năng phát sinh những biến nội sinh tiềm năng và tương tự như vậy giữa các biến của lãi suất. Một cách đơn giản, nếu loại trừ phép tình đồng thời giống như thường xuyên được sử dụng trong các tiếp cận đơn giản, việc này sẽ thể hiện kết quả trên một đường xiên. Mô hình được lựa chọn như trên dường như cho phép chúng ta xác định được phương pháp ứng phó đối với những biên số ngoại sinh diễn ra theo thời gian thực hiện. Về mặt lý thuyết thì hầu như đến nay có thể đánh giá được dù là những công thức mang tính đơn giản hay hệ thống các công thức trong một quốc gia cụ thể, thậm chí xác định được những công thức đơn giản trong một nhóm các quốc gia (ví dụ như Choudhri và Hakura, 2006, và Mihaljek et al., 2000). Trong nghiên cứu này chúng tôi tiếp cận một số lượng đáng kể của các quốc gia thuộc thị trường mới nổi, cụ thể là khu vực châu Á, Mỹ Latinh, Trung và Đông Âu. Đồng thời, chúng tôi cũng sử dụng phương pháp tương tự với ba nền kinh tế công nghiệp phát triển nhằm đảm bảo tính so sánh kết quả giữa các quốc gia. Bằng cách ước tính mỗi mô hình của một quốc gia trong thời gian dài nhất có thể, hơn nữa mục tiêu của chúng tôi là mức độ chính xác cao nhất có thể của sự truyền dẫn ước tính cho mỗi quốc gia. Về mặt này, một thành phần quan trọng cho việc phân tích là sự sáng tạo phù hợp, cơ sở dữ liệu so sánh cho mỗi quốc gia và chất lượng của thị trường mới nổi. Chúng tôi đáp ứng được yêu cầu vì lượng biến khảo sát cao, phong phú và đầy đủ để tránh sự chủ quan. Sau đó chúng tôi sử dụng kết quả để kiểm tra là ERPT tại các thị trường mới nổi cao hơn so với các nền kinh tế công nghiệp phát triển và điều tra mối tương quan của sự truyền dẫn của tỷ giá hối đoái dựa trên các mẫu nghiên cứu theo nghiên cứu của McCarthy (2000) và Choudhri và Hakura (2006). ERPT trong thị trường mới nổi có cao hơn thị trường các nước công nghiệp hay không còn tuỳ thuộc vào cán cân thương mại và chế độ tỷ giá hối đoái của quốc gia đó. Một mức độ tương đối cao của sự truyền dẫn của tỷ giá hối đoái cho nước đang phát triển là vấn đề nghiên cứu trong tài liệu “fear of floating”. Nó cũng có vấn đề vì sự truyền dẫn thấp trong thị trường mới nổ,i có thể cho rằng tiềm lực của các công ty trong các quốc gia này sẽ tăng và không giảm theo như xu hướng toàn cầu hóa. Các quốc gia trong thị trường mới nổi, các đặc tính khác biệt đặc thù sẽ khó khăn trong việc ước tính độ tin cậy của ERPT. Một số quốc gia châu Á đã thường xuyên theo đuổi chính sách tích cực nhằm kiểm soát tỷ giá hối đoái. Các nước Trung và Đông Âu đã trải qua một biến đổi triệt để nền kinh tế trong những năm 1990. Cuối cùng, Thổ Nhĩ Kỳ và một số nước Mỹ Latinh trải qua sự bất ổn kinh tế vĩ mô mạnh mẽ đặc trưng bởi tỷ lệ lạm phát rất cao và sự biến động mạnh mẽ của tỷ giá và lãi suất. Kết quả của chúng tôi hỗ trợ việc đánh giá mức độ ERPT là tại các thị trường mới nổi cao hơn so với các nước phát triển (như Mỹ, khu vực đồng Euro và Nhật Bản).Cụ thể hơn, chúng ta thấy rằng trong nền kinh tế mới nổi lạm phát thấp (đặc biệt là các nền kinh tế châu Á) nên sự truyền dẫn đến giá tiêu dùng là khá nhỏ.Liên quan đến điều này, nghiên cứu này hỗ trợ cho giả thuyết của Taylor, việc tìm kiếm bằng chứng về mối tương quan thuận giữa sự truyền dẫn của tỷ giá hối đoái và lạm phát tại các thị trường mới nổi.Sự tương quan này có ý nghĩa thống kê trên tất cả các mô hình nhận dạng khác nhau được xem xét khi có hai nước được loại trừ.Như trong các tài liệu liên quan, vai trò của sự mở cửa thương mại có tác động yếu, kể cả khi mức độ làm phát được kiểm soát. Bài nghiên cứu có cấu trúc như sau: Phần 2 và 3 mô tả các phương pháp và dữ liệu cho các quốc gia đang được xem xét. Phần 4 và 5 trình bày các kết quả thực nghiệm cho các thông số kỹ thuật ban đầu và thay thế, tương ứng. Cuối cùng, mục 6 kết luận rút ra được của bài nghiên cứu. 2. Phương pháp luận Phép phân tích được tiến hành bởi việc sử dụng mô hình phương sai tiêu chuẩn như hình (1), Yt = c + ∑ F i Yt-1 + t (1) Yt đóng vai trò là vector của biến nội sinh, c là hằng số, Fi bao gồm các ma trận của các hệ số tự hồi quy và tlà véc tơ của các sai số trong mô hình.Việc xác định các cú sốc cấu trúc bằng cách đưa vào các biến cần quan sát một cách thích hợp và áp dụng phương pháp phân tích Cholesky cho ma trận hiệp phương sai của các sai số rút gọn t. Để bắt đầu cho việc phân tích, mô hình VAR sáu biến tương tự như của McCarthy năm 2000 và Hahnnăm 2003được phát triển.Mô hình cơ sở VAR đã áp dụng cho các quốc gia khác nhau bao gồm một chỉ số giá dầuoilt, một biến sản lượngyt, một tỷ giá hối đoáiet, chỉ số giá nhập khẩu pimpt, chỉ số giá tiêu dùng cpit, và một tỷ lệ lãi suất ngắn hạn it. Tỷ giá hối đoái và hai biến giá là các biến quan trọng trong phân tích của chúng tôi. Các biến đầu ra và giá dầu được đưa vào để tìm ra những ảnh hưởng đến khía cạnh thực sự của nền kinh tế. Việc đưa lãi suất vào mô hình cho phép thị trường tiền tệ, bao gồm tác động của chính sách tiền tệ gây ảnh hưởng đến mối quan hệt truyền dẫn. Trong mô hình cơ sở các biến được đưa vào như liệt kê ở trên. Việc sử dụng một chương trình xác định đệ quy hàm ý rằng những cú sốc được xác định theo thời điểm cũng ảnh hưởng đến các biến tương ứng và cả các biến được đưa vào ở giai đoạn sau, nhưng không tác động trở lại những biến được đưa vào trước đó. Do đó, dễ nhận thấy rằng việc đưa vào biến ngoại sinh nhất, trong trường hợp của chúng tôi, giá dầu được đưa vào đầu tiên. Những cú sốc giá dầu có thể ảnh hưởng đến tất cả các biến khác trong hệ thống nhưng đồng thời giá dầu cũng không bị ảnh hưởng bởi những cú sốc khác lên chính nó. Các biến tiếp theo trong hệ thống là sản lượng và tỷ giá hối đoái. Với việc đưa vào như vậy, chúng ta ngầm giả định tác động đồng thời của các cú sốc nhu cầu trên tỷ giá hối đoái trong khi cũng áp đặt một khoảng thời gian nhất định về tác động của các cú sốc tỷ giá hối đoái trên sản lượng. Các biến giá được đưa vào tiếp theo và đồng thời cũng bị ảnh hưởng bởi tất cả các cú sốc nói trên. Theo chuỗi giá, từ giá nhập khẩu đến giá tiêu dùng, theo đó các cú sốc giá nhập khẩu tác động lên giá tiêu dùng nhưng không phải ngược lại. Lãi suất được đưa vào cuối cùng, theo đó thị trường tiền tệ và trong chính sách tiền tệ đặc biệt, tác động trở lại đồng thời đến tất cả các biến trong mô hình. Các đặc điểm kỹ thuật cơ bản chỉ đại diện cho một trong nhiều lựa chọn thay thế hợp lý về việc xác định và các biến số đã đưa vào. Sau đó, chúng ta sẽ thực hiện phân tích độ nhạy sử sụng hai mô hình đáng tin cậy khác. 3. Mô tả dữ liệu Trong nghiên cứu này chúng tôi tập trung phân tích trên những quốc gia từ ba khu vực trên thế giới, bao gồm, châu Á (Trung Quốc, Hàn Quốc, Singapore, Đài Loan và Hồng Kông), Trung và Đông Âu (Cộng hòa Séc, Hungary, Ba Lan) với Thổ Nhĩ Kỳ, và Châu Mỹ La Tinh (Argentina, Chile và Mexico). Việc lựa chọn nhóm các quốc gia này theo tiêu chí phần lớn ở các quốc gia này là thị trường mới nổi. Đối với mỗi quốc gia, một tập hợp các dữ liệu hàng quý được thu thập, những số liệu đúng thời điểm cũng có thể chấp nhận. Giá dầu được đại diện bởi một chỉ số giá dầu thô tính bằng đô la Mỹ. Biến đầu ra thích hợp là GDP, mặc dù trong một số trường hợp chúng ta đã sử dụng sản xuất công nghiệp để có được một khoảng thời gian dài hơn mẫu. Đối với tất cả các quốc gia, chúng tôi sử dụng chuỗi tỷ giá hối đoái danh nghĩa, còn bao gồm nhập khẩu bằng đồng nội tệ và giá tiêu dùng, ngoại trừ Trung Quốc, nơi chúng tôi hạn chế phân tích giá tiêu dùng khi mà một chuỗi giá nhập khẩu là không có sẵn. Cuối cùng, công cụ chính sách tiền tệ được đại diện bởi lãi suất ngắn hạn. Khi thời kỳ mẫu được xác định bằng dữ liệu sẵn có, nó sẽ thay đổi giữa các nước (xem phụ lục một mô tả chi tiết về các nguồn dữ liệu, và những hàng đầu tiên trong Bảng 1 và 2 cho thời gian mẫu đã sử dụng). Một sự tổng hợp các điều kiện kinh tế vĩ mô trung bình tại các thị trường mới nổi trong giai đoạn mẫu mà dữ liệu có sẵn được đưa ra như trong Bảng 1. Lạm phát trung bình tương đối thấp ở các nước châu Á, đặc biệt là trong các trường hợp của Đài Loan và Singapore. Hai nước mới đây đã tiến hành kết hợp sự tăng trưởng mạnh mẽ GDP thực, lạm phát thấp và tỷ giá hối đoái danh nghĩa ổn định, cả về giá trị và trong các điều kiện bất ổn. Các quốc gia trung và đông Âu đã kết hợp tăng trưởng sản lượng khoảng 2 và 3% với tỷ lệ tương đối cao nhưng lạm phát giảm. Cụ thể hơn, sự giảm lạm phát đã đạt được trước đó tại Cộng hòa Séc, mặc dù trong bối cảnh các nguồn lực suy thoái liên tục trong một số năm sau cuộc khủng hoảng ngân hàng năm 1997. Giai đoạn được xem xét trùng với sự trở lại với các hệ thống nền kinh tế thị trường, Cộng hòa Séc, Hungary và Ba Lan đều gánh chịu một sự tăng giá thực khá lớn, một phần liên quan đến hiệu ứng Balassa-Samuelson, nhưng cũng để tháo gỡ sự đánh giá thấp quy mô lớn trong giai đoạn đầu của tái cơ cấu. Một số quốc gia đã trải qua áp lực lạm phát mạnh mẽ trong giai đoạn mẫu được xem xét và có hai quốc gia đặc biệt nổi bật lên. Điều kiện kinh tế vĩ mô tài chính không chắc chắn gây áp lực lên Argentina, quốc gia này đã trải qua những thời điểm khác nhau trong suốt thời kỳ lịch sử kéo dài của sự bất ổn tài chính dẫn đến giai đoạn siêu lạm phát. Áp lực lạm phát mạnh mẽ và sự biến động tỷ giá hối đoái cao cũng đã lan khắp Thổ Nhĩ Kỳ với những khó khăn tài chính nghiêm trọng nổ ra tại nhiều thời điểm. Mexico cũng đã trải qua những thời kỳ quan trọng, mặc dù đã được kiềm chế hơn một cách tương đối, tuy vậy sự biến động tỷ giá hối đoái cao vẫn gây ra sự bất ổn ổn thị trường.Chile đã giữ một tỷ lệ lạm phát trung bình thấp hơn vào khoảng 13% như ghi nhận từ năm 1980.Cuối cùng, nhiều thị trường mới nổi trong mẫu của chúng tôi có thể được mô tả như các nền kinh tế khá mở về cấu trúc thương mại. Dùng như một điểm chuẩn nhập khẩu theo phần trăm GDP, chúng ta thấy rằng các nền kinh tế mở nhất trong mẫu của chúng tôi theo thứ tự giảm dần là, Hồng Kông, Singapore tiếp theo là Cộng hòa Séc và Hungary. Các nền kinh tế lớn hơn, Trung Quốc và một Argentin là tương đối khép kín so với các thị trường mới nổi khác trong nghiên cứu này. Bảng 2 tổng hợp các điều kiện kinh tế vĩ mô trung bình trong ba nền kinh tế tiên tiến tạo thành tiêu chuẩn so sánh của chúng tôi, cụ thể là Mỹ, khu vực đồng Euro và Nhật Bản. Các nền kinh tế này cho thấy lạm phát trung bình thấp cũng như điều kiện kinh tế vĩ mô ổn định hơn so với các thị trường mới nổi. Trên cơ sở kết quả do lạm phát gây ra, một thị trường trong số các thị trường mới nổi sẽ mong đợi tìm thấy những hệ số truyền dẫn thấp nhất ở châu Á và cao nhất ở châu Mỹ Latinh, ngoại trừ Chile. Tuy nhiên mức độ mở cửa có thể góp phần đóng vai trò đối trọng bằng cách làm giảm ảnh hưởng đến chỉ số truyền dẫn CPI trong nền kinh tế tương đối khép kín như Mỹ Latinh, trong khi đặc biệt mang lại tác động tích cực trong các trường hợp của Hồng Kông và Singapore - các quốc gia có độ mở thương mại nhất trong mẫu của chúng tôi. Mức độ truyền dẫn tỷ giá hối đoái trong mỗi quốc gia được tính toán bằng cách ước tính một đặc điểm kỹ thuật của mô hình (1) cho các vector được chọn của các biến nội sinh chứa các thuộc tính chuỗi thời gian của dữ liệu. Những kiểm định đơn vị gốc cho thấy hầu hết các biến trong các nước được xem xét là không cố định (chỉ có tỷ lệ lãi suất là cố định trong một số trường hợp), trong khi các kiểm định đồng phân Johansen chỉ cung cấp một cách tổng thể bằng chứng không chắc chắn của mối quan hệ cân bằng dài hạn có thể có giữa các biến ở một số quốc gia. Với những đặc tính dữ liệu được đưa ra, một mô hình VAR trong những sai số đầu tiên của các biến không cố định đại diện cho một đặc điểm kỹ thuật phù hợp của các mô hình. Để làm rõ mô hình VAR trong những saisố đầu tiên, trái ngược với một mô hình Error Correction Vector (VECM), nếu đồng phân sẽ xuất hiện thì có thể dẫn đến sai số. Tuy nhiên, sự lựa chọn của chúng tôi cũng cho rằng phân tích: (i) tập trung vào các động lực ngắn hạn trái với mối quan hệ cân bằng dài hạn giữa các biến; và (ii) bị hạn chế bởi thời gian mẫu ngắn cho một số các nền kinh tế thị trường mới nổi. Một lựa chọn thay thế khả thi sẽ là một mô hình VAR ở các cấp độ của các biến.Tuy nhiên, điều đáng nói là không ước tính về mức độ cũng như thông số kỹ thuật VECM được loại trừ cho những vấn đề như ví dụ về Favero năm 2001.Trong sự hiện diện của đồng phân, các phương pháp cũ sẽ vượt quá giới hạn và mất hiệu quả.Mô hình VECM sẽ tạo ra những ước lượng không phù hợp nếu vector đồng phân không đúng được trình bày trong mô hình. Cụ thể hơn, mô hình VAR của chúng tôi trong các sai số đầu tiên của các biến không cố định bao gồm như các biến dầu Δoilt, Δyt, Δet, Δpimpt, Δcpit và cuối cùng, tùy thuộc vào kết quả của các kiểm định đơn vị gốc, ngay cả it hoặc Δit. Tất cả các mô hình được ước lượng với những biến giả cố định và theo thời điểm. Chiều dài độ trễ của mô hình VAR cho mỗi quốc gia được xác định bằng cách tìm kiếm các tiêu chí thông tin khác nhau cũng như một số kiểm định đặc điểm kỹ thuật.Tiêu chí thông tin thường giúp xác định chiều dài độ trễ một cách tối ưu, nhưng quyết định cuối cùng dựa trên các bài kiểm định đặc điểm kỹ thuật áp dụng cho các mô hình thay thế. Trong hai phần tiếp theo, chúng tôi lần đầu tiên thảo luận về các kết quả cho sự truyền dẫn tỷ giá hối đoái đến giá trong nước trong nền kinh tế thị trường mới nổi và so sánh chúng với những nguồn gốc cho nhóm kiểm soát của chúng tôi về những nền kinh tế tiên tiến. Sau đó chúng tôi cố gắng để thiết lập một mối liên hệ giữa kích thước của sự truyền dẫn tỷ giá hối đoái giữa các quốc gia và một số yếu tố có thể quyết định bằng cách tính toán hệ số tương quan.Cuối cùng chúng tôi kiểm định những kết quả này bằng cách áp dụng hai mô hình xác định thay thế. 4. Kết quả thực nghiệm Ước lượng sự truyền dẫn tỷ giá trên giá nhập khẩu và giá tiêu dùng cho tất cả các thị trường mới nổi trong mẫu được tóm tắt trong Bảng 3 và 4 cho hai khoảng thời gian, cụ thể là sau 4 và 8 quý. Đối với hầu hết các quốc gia kết quả của chúng tôi nói chung có vẻ hợp lý cả về chỉ số CPI và giá nhập khẩu. Sự truyền dẫn tỷ giá giảm dọc theo chuỗi giá, tức là sự truyền dẫn tỷ giá lên giá nhập khẩu cao hơn là lên giá tiêu dùng. Đặc biệt, một năm sau cú sốc, sự truyền dẫn lên giá nhập khẩu là cao hơn và không khác biệt về mặt thống kê so với 1 ở các trường hợp của Argentina, Chile, Hungary, Mexico, Ba Lan và Thổ Nhĩ Kỳ, hơi thấp hơn ở Cộng Hòa Séc và Hàn Quốc, và khá thấp ở hầu hết các nước châu Á khác. Sự truyền dẫn tỷ giá đến chỉ số CPI là cao nhất ở Hungary và Mexico.Trong khi đó, ở Châu Á, sự truyền dẫn lên chỉ số CPI là thấp ở cả sau 4 và 8 quý.Đối với Singapore, ước lượng điểm của các hệ số hơi tiêu cực, chúng không khác biệt đáng kể với 0. Sau đó chúng tôi áp dụng phương pháp tương tự cho khu vực đồng Euro, Mỹ và Nhật Bản để đánh giá liệu rằng mức độ của sự truyền dẫn có cao hơn tại các thị trường mới nổi hay không. Bảng 5 cho thấy các bằng chứng cho khu vực đồng Euro là rất phù hợp với các ước lượng được tìm ra bởi các nghiên cứu khác sử dụng những phương pháp tương tự (xem Hahn, 2003) hoặc các phương pháp thay thế (xem ví dụ Anderton, 2003, và Campa etal, 2005., với giá nhập khẩu). Các ước lượng cho thấy rằng sự truyền dẫn tỷ giá hối đoái lên cả giá nhập khẩu và giá tiêu dung là rất thấp tại Mỹ (xem Gagnon và Ihrig, 2004, giá tiêu dùng). Ở Nhật Bản, sự truyền dẫn tỷ giá lên CPI là rất nhỏ cả sau 4 và 8 quý.Về giá nhập khẩu, ước lượng cho Nhật Bản cao hơn so với khu vực đồng euro và Mỹ, và điều này phù hợp với thống kê đầy đủ về sự truyền dẫn sau một năm. So sánh ước lượng sự truyền dẫn tỷ giá của các nền kinh tế tiên tiến và các nền kinh tế mới nổi, kết quả của chúng tôi một phần nào đó đã thay đổi cách suy nghĩ thông thường rằng mức độ truyền dẫn tỷ giá ở thị trường mới nổi thường cao hơn so với các nước phát triển. Đặc biệt hơn, chúng ta thấy rằng các nền kinh tế mới nổi lạm phát thấp (đặc biệt là các nền kinh tế châu Á) thì truyền dẫn tỷ giá tới giá tiêu dùng cũng thấp hơn. Bước tiếp theo trong phân tích của chúng tôi là để tìm hiểu những tác động của sự truyền dẫn tỷ giá đến các yếu tố quyết định kinh tế vĩ mô. Chúng ta bắt đầu bằng cách khám phá liệu rằng giả thuyết của Taylor về bằng chứng của một mối tương quan thuận giữa truyền dẫn tỷ giá và lạm phát có phù hợp không.Để minh họa, chúng tôi bắt đầu phân tích bằng cách trực quan mối quan hệ giữa mức độ truyền dẫn tỷ giá sau một năm và lạm phát ở các thị trường mới nổi trong mẫu của chúng tôi (xem hình 1) Hình 1:Truyền dẫn giá tiêu dùng so với lạm phát trung bình ở thị trường mới nổi (trục y: phản ứng tích lũy của giá tiêu dùng để một cú sốc tỷ giá 1% sau một năm; trục x: lạm phát trung bình trong giai đoạn lập dự toán) Lưu ý: Các mô hình được sử dụng là mô hình cơ sở (xem văn bản chính để biết chi tiết). Các nước vẽ trong bảng xếp hạng 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), Hồng Kông (HK), Đài Loan (TW), Singapore (SG). Hình 1 cho thấy, hai nhóm các quốc gia có thể xác định được.Nhóm đầu tiên là các quốc gia mà lạm phát hàng năm là trên trung bình ít hơn 10% so với mẫu, mức độ thực tế về sự truyền dẫn tỷ giá thấp (thường ít hơn 10%). Nhóm thứ 2 là các quốc gia mà lạm phát trung bình là cao hơn rõ ràng - tức là từ 10 đến 20%, mức độ truyền dẫn tỷ giá đến giá tiêu dùng là cao hơn đáng kể (khoảng 40%). Những nhóm này phần nào ít nhất là đã ủng hộ rộng rãi giả thuyết của Taylor. Hai quốc gia khác trong mẫu của chúng tôi, Argentina và Thổ Nhĩ Kỳ, nằm rõ ràng bên ngoài, cách xa nhóm quan sát, khi kết hợp giữa tỷ lệ lạm phát trung bình rất cao (trên 60%) và truyền dẫn giá tiêu dùng thấp. Kiểm chứng trực quan qua biểu đồ trên ta thấy rằng nếu hai nước này được đưa vào phân tích, giả thuyết của Taylor sẽ bị phá vỡ. Tuy nhiên, phương pháp VAR có lẽ không đủ để các nước có kinh nghiệm ổn định kinh tế vĩ mô khi có siêu lạm phát hay tỷ lệ lạm phát rất cao. Lấy ví dụ về Argentina, khi mở rộng mẫu quá nhiều bao gồm việc nhảy vọt các biến tài chính (tốc độ tăng đột ngột hơn so với mức "bình thường"). Bằng cách hạn chế khoảng thời gian mẫu để loại trừ các cuộc lạm phát cao, thay vào đó, không chỉ dữ liệu trở nên rất ngắn mà còn làm cho mẫu sẽ chỉ thể hiện một phần, điều này có thể gây nhầm lẫn, chỉ đơn thuần là thể hiện cuộc lạm phát cao. Ví dụ một giai đoạn lạm phát cao sẽ được kết thúc, trong khi đó sự ổn định kinh tế vĩ mô vẫn đang tiếp diễn, và kết hợp với một đồng tiền tăng giá mạnh (đánh giá thấp mạnh thường liên quan đến cuộc siêu lạm phát). Trong những trường hợp này nó sẽ hình thành và rất khó khăn để khôi phục lại mối quan hệ cơ bản giữa biến động tỷ giá và giá cả cho các mô hình dự kiến sẽ phát sinh bất thường theo sự bất ổn của môi trường kinh tế. Phương pháp VAR và mọi dự đoán kinh tế nói chung không có khả năng để có thể nắm bắt được một biện pháp có ý nghĩa nào trong đo lường truyền dẫn nếu giá, tỷ giá hối đoái và lãi suất là quá dễ dàng bốc hơi. Ngược lại cái nhìn thấu đáo về kinh tế được đề xuất bởi Taylor là một cứu cánh nếu chúng ta loại trừ 2 mẫu cá biệt là Thổ Nhĩ Kỳ và Argentina. Hình ảnh rõ nét mối tương quan thuận giữa truyền dẫn và lạm phát được xác định bởi hai định lý đo lường của tương quan - sản phẩm-thời điểm Pearson và hệ số tương quan thứ hạng Spearman- giữa hệ số truyền dẫn và một số yếu tố quyết định. Kết quả xuất hiện trong Bảng 6. Những đo lường này xác nhận rằng có một mối tương quan tích cực giữa truyền dẫn và lạm phát ở cả 4 và 8 quý. Các hệ số tương quan có ý nghĩa cả trong trường hợp của Pearson và hệ số tương quan Spearman ở cả 4 quý và 8 quý với mức ý nghĩa 1%. Các biện pháp ổn định kinh tế vĩ mô khác cũng tương quan thuận chiều với sự truyền dẫn tỷ giá, mặc dù mức ý nghĩa nói chung là hơi nhỏ hơn. Tương tự như Choudhri và Hakura (2006) và McCarthy (2000), chúng ta tìm thấy rất ít bằng chứng về một mối quan hệ tích cực giữa sự truyền dẫn tỷ giá đến giá tiêu dùng và độ mở cửa.Phát hiện này có thể được xem là đáng ngạc nhiên cho những dấu hiệu tích cực được kỳ vọng về mối liên kết trực tiếp giữa các biến này, như kết quả từ các kênh vận chuyển, từ nhập khẩu đến giá tiêu dùng. Một cách hợp lý hoá các kết quả khó hiểu trước đây là việc đưa ra mối tương quan nghịch chiều giữa lạm phát và độ mở cửa theo báo cáo của Romer (1993). Sau khi kiểm soát lạm phát, hệ số tương quan giữa truyền dẫn và độ mở cửa dần dần tích cực mặc dù không có ý nghĩa thống kê 5. Sự Thiết Thực Trong phần này, chúng tôi đánh giá kết quả ban đầu về sự nhạy cảm với các chương trình xác định và một số thay đổi trong các biến.Chúng tôi ước lượng lại mô hình với hai mô hình thay thế, dựa trên hai đặt hàng thay thế các biến trong phân tích Cholesky. Ở nơi đầu tiên, chúng tôi áp dụng theo phương án thay thế chương trình đặt hàng sau (Mô hình thay thế 1), oilt, it, yt, et, pimpt,cpit, trong đó đặc biệt là lãi suất biến đổi trước tỷ giá hối đoái, như đề xuất cho ví dụ Choudhri et al. (2002). Với áp dụng này cho phép một phản ứng đương thời của tỷ giá do sự thay đổi trong công cụ chính sách tiền tệ. Điều này có thể được giải thích trên cơ sở tiêu chuẩn cán cân thương mại, theo đó ở mức lãi suất cao - những thứ khác không đổi - đồng tiền hấp dẫn hơn bằng cách khai thác sự phá vỡ của cân bằng phương trình tiền tệ. Ước lượng truyền dẫn theo chương trình thay thế này nhìn chung là rất tương đồng với thảo luận trong phần trước (xem Bảng 7 và 8). Một ngoại lệ là Hungary, nơi mà ước lượng truyền dẫn tỷ giá tới cả giá nhập khẩu và chỉ số CPI đều giảm đáng kể. Về giá nhập khẩu, một năm sau cú sốc hệ số truyền dẫn qua nghiên cứu ta thấy là cao và không chênh lệch đáng kể so với 1 ở Argentina,Mexico và Ba Lan. Trong trường hợp của Chile, hệ số truyền dẫn giá nhập khẩu lúc này phần nào thấp hơn và gần bằng với Cộng hòa Séc và Hàn Quốc một năm sau cú sốc (khoảng giữa 0,7 và 0,8). Một năm sau cú sốc, mức độ truyền dẫn tới giá nhập khẩu vẫn còn duy trì rất thấp trong các trường hợp của Singapore và Đài Loan, mặc dù trong các trường hợp trước đây, mức độ này tăng lên đáng kể trong hai năm sau cú sốc. Về giá cả CPI, hệ số truyền dẫn vẫn gần như trước, luôn luôn nhỏ hơn so với giá nhập khẩu tương đương. Hệ số bây giờ là cao nhất một năm sau cú sốc ở Cộng hòa Séc, Mexico và Ba Lan. Ở châu Á, sự truyền dẫn tỷ giá đến giá tiêu dùng lại một lần nữa cho thấy là thấp. Một lần nữa, trong trường hợp của Singapore, mặc dù ước lượng điểm của các hệ số là âm, nhưng chúng không khác đáng kể so với 0. Các kết quả tổng thể ở tất cả các nước đặc trưng bởi lạm phát trung bình ít hơn 10% thường mức độ truyền dẫn tỷ giá đặc trưng vẫn còn giữ ở mức vừa phải.Như đã đề cập ở trên, Argentina và Thổ Nhĩ Kỳ nổi bật với sự truyền dẫn đến giá tiêu dung rất thấp. Trừ hai quốc gia này, các mối tương quan thuận giữa truyền dẫn và lạm phát vẫn còn được thể hiện là tích cực sau cả 4 và 8 quý, mặc dù mức độ ý nghĩa là thấp hơn so với kịch bản đầu tiên mà chúng tôi đã xem xét (xem bảng 9). Các đo lường khác cho sự bất ổn kinh tế vĩ mô cũng tương quan một cách tích cực với mức độ truyền dẫn tỷ giá ở các mức độ khác nhau có ý nghĩa ở cả tầm nhìn năm đầu tiên và thứ hai. Cuối cùng, chúng tôi một lần nữa không tìm thấy bằng chứng tích cực nào có ý nghĩa thống kê về mối quan hệ giữa sự truyền dẫn tỷ giá và độ mở cửa, thậm chí sau khi kiểm soát lạm phát Mô hình thay thế thứ 2 được xem xét (mô hình thay thế 2) cho trường hợp cơ sở bao gồm cả thay đổi biến số và tiếp tục thay thế ordering của các biến trong phân tích Cholesky. Trong các mô hình trước đó đã bao gồm một biến giá dầu, cái có thể được hiểu như một tác động phụ và còn cung cấp phí ngoại sinh và, do đó, nên đã giúp gỡ rối hiệu ứng tỷ giá ngoại sinh từ những chi phí ngoại sinh. Một lập luận tương tự áp dụng cho sự tăng giá nội địa. Do đó trong mô hình thay thế này, chúng tôi thay thế giá dầu bởi giá sản xuất trong nước ppit, mà cũng vẫn đảm bảo các yếu tố cần thiết của một mô hình tiêu dùng tiết kiệm. Một biến khác để sử dụng cho mục đích này có thể là tiền lương.Tuy nhiên, biến này không được xem xét ở nhiều nước. Liên quan đến những thay đổi trật tự của các biến, trong mô hình thay thế 2, chúng ta áp dụng triệt để lý thuyết cố định điểm bằng cách giả định rằng tỷ giá hối đoái không phải là tạm thời và cũng bị tác động bởi những cú sốc do ảnh hưởng của các biến khác trong hệ thống, tức là nó là điều kiện đầu tiên dẫn đến sự sắp đặt của các biến sau: et, pimpt, yt, ppit, cpit, it. Từ những nghiên cứu lớn thảo luận về sự truyền dẫn tỷ giá trên cơ sở nhiều mô hình cấu trúc khác nhau, dẫn đến nhiều kết luận lý thuyết khác nhau liên quan đến việc xác định tỷ giá hối đoái phụ thuộc vào các giả định cơ bản của những mô hình này (xem ví dụ Marston, năm 1990, và Devereux et al.,2006). Trong các mô hình này, một vai trò đặc biệt quan trọng là giả định liệu các công ty định giá dựa trên đồng tiền địa phương nơi họ bán các sản phẩm hay đồng tiền của nơi sản xuất ra sản phẩm. Trong khi các mô hình cung cấp những hiểu biết rõ ràng về các khái niệm truyền dẫn tỷ giá tùy thuộc vào giả định cơ bản khác nhau của mô hình, chúng mặc nhiên có xu hướng đi đến kết luận chắc chắn về mối liên kết đồng thời giữa tỷ giá hối đoái và một tập hợp con của nguyên tắc cơ bản. Tất cả những tài liệu này về khía cạnh kinh tế vĩ mô có thể sẽ không giải thích được tỷ giá hối đoái trong ngắn hạn và trung hạn. Đặc biệt, rất khó để phát hiện tác động ngược có nghĩa là tỷ giá hối đoái thực – sự biến động này dường như bị thúc đẩy bởi sự tăng lên của tỷ giá hối đoái danh nghĩa mà như vậy thì không phù hợp với những lý giải cơ bản. Cùng với đó, mô hình thay thế 2 cho phép tỷ giá hối đoái bị ảnh hưởng bởi những cú sốc do các biến khác nhưng chỉ với một độ trễ, ngầm giả định rằng một cách tạm thời ít nhất các yếu tố khác (chẳng hạn như “giao dịch tin đồn” hay sự xem xét thông tin không hoàn hảo - cả hai đều rất quan trọng trong bối cảnh thị trường mới nổi) có xu hướng vượt trội Mặc dù mô hình tương đối khác nhau, những kết quả mà chúng ta đạt được là đáng chú ý tương tự như những gì đã thảo luận trong phần trước (Bảng 10 và 11). Truyền dẫn tỷ giá đến giá nhập khẩu là gần 1, cả sau thời gian một và hai năm, tại Argentina, Chile, Hungary, Ba Lan, Mexico và Thổ Nhĩ Kỳ, trong khi đó ước lượng thấp hơn nhiều ở các nước châu Á và ở Cộng hòa Séc. Sự truyền dẫn lên giá tiêu dùng thường là thấp hơn so với truyền dẫn lên giá nhập khẩu cho tất cả các nước và trong trường hợp của một số quốc gia châu Á là gần bằng 0 sau cả một và hai năm. Lặp lại việc phân tích mối tương quan, chúng tôi luôn tìm thấy bằng chứng của một mối quan hệ tích cực đáng kể giữa truyền dẫn chỉ số CPI và lạm phát (ở mức 1%), sau khi loại trừ Argentina và Thổ Nhĩ Kỳ khỏi mẫu (xem Bảng 12). Hệ số tương quan giữa truyền dẫn CPI và các đo lường còn lại về sự bất ổn kinh tế vĩ mô cũng tích cực và hầu như luôn luôn có ý nghĩa thống kê cho tất cả các khoảng thời gian xem xét. Các mối liên hệ giữa chỉ số truyền dẫn CPI và độ mở cửa một lần nữa tích cực, sau khi kiểm soát lạm phát, nhưng nó không có ý nghĩa thống kê. 6. Nhận xét chung Bài nghiên cứu những bằng chứng thực nghiệm những mô hình ERPT trên thế giới lên giá nội địa dựa trên mô hình vector hồi quy cho những quốc gia được đưa vào nghiên cứu, bao gồm một số lượng lớn các quốc gia có nền kinh tế thị trường mới nổi từ ba khu vực tiêu biểu trên thế giới và một nhóm kiểm soát của các quốc gia đã phát triển. Qua đó có thể rút ra được một đặc điểm đó là có một sự giảm sút trong ERPT dọc theo chuỗi giá. Bài nghiên cứu cũng phần nào phá bỏ những kiến thức thông thường rằng ERPT ở những nền kinh tế mở thường cao hơn ở những nền kinh tế đã phát triển, đồng thời cũng tìm ra được mối quan hệ giữa sự truyền dẫn và lạm phát là có ý nghĩa thống kê trong trường hợp ở hai quốc gia Argentina và Tiệp Khắc. Thêm vào đó, bằng chứng về mối quan hệ tương quan thuận giữa sự truyền dẫn và độ mở thiếu chắc chắn hơn so với mối quan hệ giữa sự truyền dẫn và lạm phát, ngay cả sau khi kiểm soát bởi một mức độ lạm phát. Tài liệu tham khảo 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 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 and Real Exchange Rate Dynamics During Exchange-Rate-Based- Stabilizations, 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., Goldberg, L. and González-Mínguez, J. (2005), Exchange Rate Pass-Through to Import Prices in the Euro Area, Federal Reserve Bank of New York Staff Paper No. 219. Choudhri, E. and Hakura, D. (2006), Exchange Rate Pass-Through to Domestic Prices: Does the Inflationary Environment Matter?,Journal of International Money and Finance , 25, 614-639. Choudhri, E., Faruqee, H. and Hakura, D. (20 02), 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 PaperNo. 8559. Devereux, M., Lane, P. and Xu, J. (2006), Exchange Rates and Monetary Policy in Emerging Market Economies, Economic Journal, 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. Frankel, 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 and Economics, 9, 315-338. Hahn, E. (2003), Pass-Through of External Shocks 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 Reserve Board of Governors. McCarthy, J. (2000), Pass-Through of Exchange Ra tes and Import Prices to Domestic Inflation in Some Industrialised Economies, Federal Reserve Bank of New York Staff Report No. 111. Marcet, A. (2005), Overdifferencing VAR's is OK, mimeo, Universitat Pompeu Fabra. Marston, R. (1990), Pricing to Market in Japanese Manufacturing, 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 Emerging 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 Inflation, Pass-Through and the Pricing Power of Firms, European Economic Review, 44, 1389-1408.