Tiểu luận Hiệu ứng truyền dẫn tỷ giá trong các thị trường mới nổi

cậy của ERPT. Nhiều quốc gia Châu Á đã thường xuyên theo đuổi chính sách linh hoạt nhằm kiểm soát tỷ giá hối đoái. Các quốc gia Trung và Đông Âu đã trải qua một thay đổi cơ bản của nền kinh tế trong những năm 1990. Cuối cùng, Thổ Nhĩ Kỳ và nhiều quốc gia Châu Mỹ Latin trải qua những đợt bất ổn kinh tế vĩ mô mạnh mẽ, đặc trưng bởi tỷ lệ lạm phát rất cao và / hoặc biến động mạnh về tỷ giá hối đoái và lãi suất. Những kết quả của chúng tôi chỉ ủng hộ một phần quan điểm thông thường cho rằng mức độ của ERPT ở các thị trường mới nổi thì cao hơn ở các quốc gia đã phát triển (sử dụng Mỹ, khu vực Châu Âu và Nhật Bản như là mốc chuẩn). Cụ thể hơn, chúng ta tìm thấy rằng lạm phát thấp trong nền kinh tế mới nổi (đặc biệt là các nền kinh tế ở Châu Á) hiệu ứng truyền dẫn đến chỉ số giá tiêu dùng thì nhỏ hơn. Liên quan đến điều này tức là việc tìm kiếm bằng chứng về mối tương quan thuận giữa hiệu ứng truyền dẫn và lạm phát tại các thị trường mới nổi, bài nghiên cứu này thì ủng hộ hoàn toàn giả thiết của Taylor. Sự kết nối này dường như có ý nghĩa về mặt thống kê, qua tất cả các sự sắp xếp đồng nhất khác nhau khi hai quốc gia ngoại lại bị loại trừ. Như trong lý thuyết có liên quan, vai trò của độ mở cửa của nền kinh tế được tìm thấy nhìn chung là yếu, mặc dù đã kiểm soát mức độ của tỷ lệ lạm phát. Phần còn lại của bài nghiên cứu được kết cấu như sau. Phần 2 và 3 mô tả phương pháp luận và các dữ liệu cho các quốc gia đang xem xét. Phần 4 và 5 trình bày một cách có thứ tự các kết quả thực nghiệm cho mô hình VAR cơ bản và những đặc điểm kỹ thuật khác nhau. Cuối cùng, phần 6 chứa đựng những kết luận chính của chúng tôi. Việc hiểu tác động của biến động tỷ giá lên giá cả là đích đến cuối cùng từ viễn cảnh một chính sách, trong yêu cầu để đo lường phản ứng lại của chính sách tiền tệ phù hợp tới những biến động của tiền tệ. Những nghiên cứu thực nghiệm đã chỉ ra rằng, những GVHD: TS. Nguyễn Khắc Quốc Bảo ERPT trong các thị trường mới nổi HVTH: NH đêm 2 – Nhóm 7 Trang 5 biến động trong tỷ giá hối đoái và giá cả không đi theo một chiều từ những biến động trong tỷ giá dẫn đến những biến động giá cả ở ngắn và trung hạn. Một lý thuyết mở rộng mà đã phát triển qua ba thập kỷ, nó đã nhận ra có quá nhiều lý giải tại sao hiệu ứng truyền dẫn tỷ giá tới chỉ số giá nhập khẩu và chỉ số giá tiêu dùng thì không hoàn toàn. Phân tích thực nghiệm cũng cung cấp bằng chứng về sự khác biệt đáng kể giữa các quốc gia trong hiệu ứng truyền dẫn tỷ giá. Một tranh luận lớn trong mối quan hệ này được đề nghị bởi Taylor (2000), người mà đưa ra giả thuyết cho rằng sự phản ứng lại của giá cả tới sự biến động của tỷ giá hối đoái phụ thuộc một cách hoàn toàn vào lạm phát. 2. Tổng quan các kết quả nghiên cứu trước đây (Literature review) Qua hai thập kỷ một lượng lý thuyết lớn kinh tế về hiệu ứng truyền dẫn tỷ giá (ERPT) đã trình bày. Bắt đầu từ những điểm khác nhau, những lý thuyết thực nghiệm nghiên cứu vai trò của ERPT trong các nền kinh tế nhỏ và lớn. Những nghiên cứu tiến hành cho trường hợp của các quốc gia đã 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 lý thuyết mầm đã áp dụng vào các nền kinh tế mới nổi, bao gồm nhiều so sánh giữa các quốc gia như trong Choudhri và Hakura (2006), Frankel et al. (2005) và Mihaljek et al. (2000). Nhà kinh tế đã làm giả định đơn giản một cách truyền thống rằng giá cả của hàng hóa mậu dịch- được niêm yết cùng lọai tiền tệ - thì được cân bằng giữa các quốc gia, tức là giữ vững điều kiện ngang giá sức mua (PPP). Theo kinh nghiệm, tuy nhiên, giả định này đã tìm thấy rất ít sự ủng hộ, ít nhất trong trường hợp mẫu nhỏ và trong ngắn và trung hạn. Phù hợp với bằng chứng này, các tài liệu lý thuyết đã trình bày trong hai thập niên vừa qua đã cung cấp những lý giải khác nhau tại sao hiệu ứng truyền dẫn tỷ giá (ERPT) là không hoàn toàn. Trong bài nghiên cứu của Dornbusch (1987), ông đã lý giải nguyên nhân bất hoàn hảo của hiệu ứng truyền dẫn tỷ giá, là xuất phát từ phía các GVHD: TS. Nguyễn Khắc Quốc Bảo ERPT trong các thị trường mới nổi HVTH: NH đêm 2 – Nhóm 7 Trang 6 doanh nghiệp mà hoạt động trong thị trường cạnh tranh không hoàn hảo và điều chỉnh sự tăng giá (và không chỉ có giá) nhằm phản ứng lại với thay đổi trong tỷ giá hối đoái. Burstein et a.l (2003) thay thế bằng việc nhấn mạnh vai trò của các yếu tố đầu vào nội địa (không giao dịch) trong chuỗi phân phối của các mặt hàng mậu dịch. Burstein et al. (2005) chỉ ra các vấn đề đo lường trong chỉ số giá tiêu dùng (CPI), mà bỏ qua việc điều chỉnh chất lượng của các mặt hàng mậu dịch và bỏ qua việc điều chỉnh lớn trong các tỷ giá hối đoái. Cách lý luận khác nhấn mạnh hơn vai trò của tiền tệ và cách lãnh đạo của các nhà điều hành tài chính, bằng việc bù đắp từng phần tác động của những sự thay đổi trong tỷ giá hối đoái đến giá cả (Gagnon và Ihrig, 2004). Devereux and Engel (2001) and Bacchetta and van Wincoop (2003) khám phá vai trò của giá đồng nội tệ trong việc làm giảm mức độ của hiệu ứng truyền dẫn tỷ giá (ERPT). Để củng cố cho những phương pháp lý thuyết này, lý thuyết thực nghiệm cho cả các nền kinh tế đã phát triển và mới nổi đã tìm thấy bằng chứng cho bất hoàn hảo của ERP. Những nghiên cứu này cũng tìm thấy bằng chứng về sự khác biệt đáng kể giữa các quốc gia, dẫn hướng một cách tự nhiên đến với câu hỏi cái gì là nhân tố cơ bản của hiệu ứng truyền dẫn tỷ giá. Đặc biệt, Taylor (2000) đã đưa ra giả thuyết cho rằng sự phản ứng lại của giá cả đến sự biến động của tỷ giá phụ thuộc hoàn toàn vào lạm phát. Lý do cốt lõi cho điều này liên quan đến một mối tương quan thuận giữa mức độ và sự kéo dài của lạm phát, kết hợp với một mối liên hệ giữa lạm phát và sự truyền dẫn. Mối liên kết sau cùng có thể được thể hiện như sau: Lạm phát càng kéo dài thì càng ít biến động tỷ giá, những biến động tỷ giá này chỉ là tạm thời bởi vì ngày càng nhiều các doanh nghiệp sẽ nhận ra các sự biến động đó trong tỷ giá và do vậy họ sẽ phản ứng lại tác động đó bằng việc điều chỉnh giá cả. Bằng chứng có được thông qua các nghiên cứu khác nhau dường như đều ủng hộ cho giả thuyết của Taylor. Các mối quan hệ đồng biến giữa mức độ của hiệu ứng truyền dẫn truyền dẫn và lạm phát dường như nổi bật lên ngày một rõ nét, tuy nhiên, khi các thị trường mới nổi khi được bao gồm trong thời kỳ mẫu thì cần phải xem xét lại (xem trong Choudhri và Hakura đặc biệt là bằng chứng dữ liệu bảng, 2006). Điều này có thể GVHD: TS. Nguyễn Khắc Quốc Bảo ERPT trong các thị trường mới nổi HVTH: NH đêm 2 – Nhóm 7 Trang 7 là không quá ngạc nhiên, bởi vì tranh luận lý thuyết của Taylor trở nên có ý nghĩa hơn cho tỷ lệ lạm phát cao hơn.3 Một nhân tố quan trọng khác của ERPT, từ một quan điểm lý thuyết đó là mức độ mở cửa thương mại của một quốc gia. Sự kết nối trực tiếp giữa hai biến là cùng chiều: khi một quốc gia càng mở cửa, thì sự biến động trong tỷ giá hối đoái càng lớn, và nó được truyền qua chỉ số giá nhập khẩu vào trong chỉ số giá tiêu dùng (CPI) và làm nó thay đổi. Tuy nhiên, bức tranh ngày càng trở nên phức tạp hơn khi chúng tôi xem xét thêm tác động của lạm phát, và nó có thể có tương quan âm với độ mở cửa của nền kinh tế, như đã được tìm thấy theo kinh nghiệm bởi Romer (1993).4 Điều này mang đến một nguyên nhân xâu xa cho kênh gián tiếp mức độ của hiệu ứng truyền dẫn, nhờ đó mà mối quan hệ nghịch biến giữa độ mở cửa của nền kinh tế và lạm phát được xem xét trong giả thiết của Taylor. Hai kênh trực tiếp và gián tiếp đi theo hai hướng trái ngược nhau và nhìn chung thì dấu hiệu của mối tương quan giữa hiệu ứng truyền dẫn và độ mở cửa của nền kinh tế thì có thể là đồng biến hoặc nghịch biến. 3. Phương pháp nghiên cứu (Methodology and data) 3.1 Phương pháp nghiên cứu Bài viết này nghiên cứu mức độ của hiệu ứng truyền dẫn tỷ giá đến giá cả trong 12 thị trường mới nổi ở Châu Á, Mỹ Latin, Trung và Đông Âu. Để đạt được điều này, chúng tôi sử dụng một chiến lược mẫu đã được trình bày bởi McCarthy (2000) cho các quốc gia phát triển, và được ứng dụng bởi Hahn (2003) tới khu vực Châu Âu. 3 Điều này thì đáng lưu ý rằng hiệu ứng truyền dẫn tỷ giá thì cũng có thể cao hơn ở các thị trường mới nổi, bởi vì ở khu vực tư có một vài công cụ ngăn cách. Trong một môi trường cạnh tranh không hoàn toàn, điều này có thể ngụ ý rằng tỷ giá hối đoái tác động nhiều hơn vào trong hành vi giá cả. 4 Tác giả cung cấp một lý giải mang tính lý thuyết cho kết quả này, liên quan đến những khó khăn trong việc theo đuổi chính sách ổn định trong các nền kinh tế nhỏ và hội nhập. GVHD: TS. Nguyễn Khắc Quốc Bảo ERPT trong các thị trường mới nổi HVTH: NH đêm 2 – Nhóm 7 Trang 8 Chúng tôi ước lượng các mô hình tự hồi quy vector (VAR), theo đó các mô hình bao gồm các biến sau: biến đầu ra, tỷ giá hối đoái, chỉ số giá nhập khẩu và chỉ số giá tiêu dùng, lãi suất ngắn hạn, và giá dầu. Phương pháp tự hồi quy véc tơ này cho phép tác động nội sinh giữa các biến mà chúng ta quan tâm. Những cú sốc tỷ giá hối đoái được nhận ra bằng cách sắp xếp một cách thích hợp các biến mà chúng ta quan tâm và ứng dụng kỹ thuật sắp xếp trật tự các biến. Bởi vì việc sắp xếp các biến rất quan trọng, nên chúng tôi tiến hành phân tích độ nhạy cho các sự sắp xếp trật tự khác nhau của các biến. Vì các mục đích so sánh, chúng tôi cũng ước lượng một số mô hình có thể so sánh với một mốc chuẩn là các nền kinh tế đã phát triển, cụ thể là khu vực Châu Âu, Mỹ và Nhật Bản. Phân tích được tiến hành bằng việc sử dụng mô hình VAR chuẩn như (1), Yt = c + ∑ ΦiYt − 1 + εt (1) trong đó Yt là vector của các biến nội sinh, c là một vector của các hằng số, Φi ký hiệu các ma trận các hệ số tự hồi qui và εt là một vector của các biến ngoại sinh. Việc xác định các cú sốc cấu trúc được đạt được bằng cách sắp xếp một cách thích hợp các biến mà chúng ta quan tâm và áp dụng ma trận phân rã phương sai của Cholesky tới ma trận hiệp phương sai để giảm phần dư εt. Như một điểm khởi đầu của việc phân tích, mô hình VAR gồm sáu biến tương tự như của McCarthy, 2000 và Hahn, 2003, được trình bày. Mô hình VAR cơ bản đã áp dụng cho các quốc gia khác nhau, bao gồm một chỉ số giá dầu oilt, một biến đầu ra yt, một tỷ giá hối đoái et, chỉ số giá nhập khẩu pimpt , chỉ số giá tiêu dùng CPIt và lãi suất ngắn hạn it. Tỷ giá hối đoái và hai biến giá cả là những biến số chính trong phân tích của chúng tôi. Các biến đầu ra và giá dầu được bao gồm để đạt được các kết quả trên khía cạnh thực của nền kinh tế. Việc bao gồm lãi suất cho phép nó tác động đến mối quan hệ truyền dẫn, bao gồm tác động của chính sách tiền tệ trong thị trường tiền tệ. Trong mô hình cơ bản các biến được sắp xếp như liệt kê ở trên. Việc sử dụng kỹ thuật sắp xếp trật tự các biến với ngụ ý là để nhận diện được các cú sốc tác động một cách đồng thời GVHD: TS. Nguyễn Khắc Quốc Bảo ERPT trong các thị trường mới nổi HVTH: NH đêm 2 – Nhóm 7 Trang 9 lên các biến tương ứng và những biến này được sắp xếp theo một trật tự sau, nhưng không có ảnh hưởng gì đến các biến đã được sắp xếp trước đó. Do đó, thật là dễ nhận thấy khi sắp xếp các biến ngoại sinh, trong trường hợp của chúng ta thì biến giá dầu sẽ được đặt đầu tiên. Những cú sốc trong biến giá dầu có thể tác động một cách đồng thời lên tất cả các biến khác trong hệ thống nhưng giá dầu thì không bị ảnh hưởng một cách đồng thời bởi bất kỳ một cú sốc nào khác. Các biến tiếp theo trong hệ thống là biến đầu ra và tỷ giá hối đoái. Với sự sắp xếp này, chúng tôi ngầm giả định tác động đồng thời của các cú sốc lên tỷ giá hối đoái, trong khi tác động của các cú sốc tỷ giá lên biến đầu ra thì phải chịu một độ trễ thời gian xác định. Các biến về giá cả được sắp xếp tiếp theo và do đó nó bị tác động một cách đồng thời từ tất cả các cú sốc đã đề cập ở trên. Theo chuỗi giá cả, giá nhập khẩu đi trước giá tiêu dùng, chính điều này cho phép sự tác động đồng thời của những cú sốc giá nhập khẩu lên giá tiêu dùng nhưng không có tác động ngược lại. Biến lãi suất được sắp xếp sau cùng, cho phép thị trường tiền tệ và đặc biệt là chính sách tiền tệ, để phản hồi lại một cách đồng thời tới tất cả các biến trong mô hình. Các đặc điểm kỹ thuật cơ bản trình bày chỉ bao gồm một số chọn lựa phù hợp trong giới hạn về sự đồng nhất của các biến. Do vậy, sau đó chúng tôi tiến hành phân tích độ nhạy sử dụng hai công thức mẫu phù hợp khác. 3.2 Dữ liệu Trong nghiên cứu này chúng tôi tập trung phân tích các nước từ ba khu vực rộng lớn trên thế giới, châu Á (Trung Quốc, Hàn Quốc, Singapore, Đài Loan và Hồng Kông), Trung và Đông Âu (Cộng hòa Séc, Hungary, Ba Lan) cộng với Thổ Nhĩ Kỳ, và Châu Mỹ La Tinh ( Argentina, Chile và Mexico). Nghiên cứu đã lựa chọn một số quốc gia bao gồm các nước lớn mới nổi trong từng khu vực5. 5 Những nước có diện tích lớn được loại trừ khỏi bài ph ân tích là Brazil bởi vì kết quả chứa đ ựng không hợp lý, mức độ biến động của dữ liệu và lạm ph át hàng năm cao trên 1000 % trong suốt khoảng thời gian từ quý 1năm 1992 đến quý 4 năm 1994. GVHD: TS. Nguyễn Khắc Quốc Bảo ERPT trong các thị trường mới nổi HVTH: NH đêm 2 – Nhóm 7 Trang 10 Với mỗi quốc gia, chúng tôi lấy dữ liệu quý và dữ liệu được tổng hợp trong thời gian dài nhất có thể. Giá dầu được đại diện bởi một chỉ số giá dầu thô tính bằng đô la Mỹ. Biến đầu ra hay được sử dụng là GDP, nhưng trong một vài trường hợp chúng tôi đã sử dụng chỉ số sản xuất công nghiệp để có được một khoảng thời gian mẫu dài hơn. Đối với tất cả các nước, tỷ giá chúng tôi sử dụng một loạt hiệu quả đáng kể. Hơn nữa, giá nhập khẩu tính bằng nội tệ và giá tiêu dùng cũng được tính toán, ngoại trừ Trung Quốc, chúng tôi hạn chế phân tích đến giá tiêu dùng bởi vì chuỗi giá nhập khẩu thì không có sẵn. Cuối cùng, các công cụ chính sách tiền tệ được đại diện bởi một mức lãi suất ngắn hạn. Bởi vì thời kỳ mẫu được xác định bằng dữ liệu sẵn có6 nên nó thay đổi theo từng nước (xem phụ lục để có mô tả chi tiết nguồn dữ liệu, và các hàng đầu tiên trong Bảng 1 và 2 để biết thời gian mẫu được sử dụng). Một bản tóm tắt các điều kiện kinh tế vĩ mô trung bình tại các thị trường mới nổi trong thời gian mẫu được cung cấp trong Bảng 1. 6 Chúng tôi đã đi theo một sự sắp xếp khi mà chỉ có một nguồn dữ liệu (Thống kê của tổ chức tài chính quốc tế IMF, chỉ số kinh tế chính của OECD, và BIS) theo là các nguồn trong nước (sẵn có thường xuyên thông qua các nhà cung cấp dữ liệu quốc t ế). Sự chú ý đặc biệt được trao cho các nhu cầu về việc có được một bộ dữ liệu phù hợp và tránh gián đoạn do lỗi biên tập dữ liệu. GVHD: TS. Nguyễn Khắc Quốc Bảo ERPT trong các thị trường mới nổi HVTH: NH đêm 2 – Nhóm 7 Trang 11 Bảng 1: Bảng tóm tắt các chỉ số cho các thị trường mới nổi qua giai đoạn mẫu ước lượng Chú ý: Đối với China, Hungary và Poland giá trị sản xuất công nghiệp được sử dụng để thay thế GDP thực. Đồng biến/ nghịch biến cho tỷ giá hối đoái được ký hiệu là depreciation/appreciation. Lạm phát trung bình tương đối thấp ở các nước châu Á, đặc biệt là Đài Loan và Singapore. Hai nước này đã đạt kết quả trong việc kết hợp được tỷ lệ tăng trưởng GDP thực cao, lạm phát thấp và tỷ giá hối đoái danh nghĩa, cả về giá trị và trong điều kiện bất ổn. Trung và Đông Âu đã đạt được tỷ lệ tăng trưởng sản lượng khoảng 2 và 3% với tỷ lệ lạm phát khá cao nhưng giảm dần. Đặc biệt hơn, trong bối cảnh ảnh hưởng suy thoái vẫn tiếp tục tồn tại những năm sau cuộc khủng hoảng ngân hang năm 1997, quá trình thiểu phát vẫn đạt được thành công sớm ở Cộng hòa Czech. Qua giai đoạn được xem xét, lại trùng hợp với sự hồi phục của hệ thống kinh tế thị trường, Cộng hòa Séc, Hungary và Ba Lan đều phải chịu một quá trình đánh giá thực tế khá lớn, một phần liên quan đến ảnh hưởng Balassa-Samuelson, đồng thời cũng để kéo giãn những đánh giá thấp của giai đoạn đầu của tái cơ cấu. Một số quốc gia đã trải qua áp lực do lạm phát gây ra trong thời gian nghiên cứu. Cụ thể có hai nước nổi bật. Những điều kiện kinh tế tài chính vĩ mô không ổn định xảy ra nhiều lần trong lịch sử của Argentina đã kéo dài tầm ảnh hưởng của sự hỗn loạn của tình hình tài chính và đã dẫn đến tình trạng siêu lạm phát. GVHD: TS. Nguyễn Khắc Quốc Bảo ERPT trong các thị trường mới nổi HVTH: NH đêm 2 – Nhóm 7 Trang 12 Những áp lực do lạm phát gây ra và biến động tỷ giá hối đoái cao cũng xảy ra ở Thổ Nhĩ Kỳ với những khó khăn tài chính nghiêm trọng nổ ra nhiều hơn một lần. Mexico cũng có kinh nghiệm đáng kể, mặc dù bất ổn thị trường nhiều hơn bởi sự biến động tỷ giá hối đoái danh nghĩa cao. Chile thành công trong việc giữ được mức lạm phát trung bình thấp hơn 13% như ghi nhận vào năm 1980. Cuối cùng, nhiều thị trường mới nổi trong bài nghiên cứu của chúng tôi có thể được mô tả như các nền kinh tế mở lien quan đến cấu trúc thương mại của họ. Dùng như một điểm chuẩn, tỷ lệ nhập khẩu theo phần trăm GDP, chúng tôi thấy rằng mức độ mở cửa các nền kinh tế trong nghiên cứu của chúng tôi, theo thứ tự giảm dần, Hồng Kông, Singapore tiếp theo là Cộng hòa Séc và Hungary. Các nền kinh tế lớn hơn, Trung Quốc và Argentina được nhận thấy là tương đối khép kín so với các thị trường mới nổi khác trong nghiên cứu này. Bảng 2: Bảng tóm tắt các chỉ số cho Mỹ, Nhật Bản, và Châu Âu Bảng 2 tóm tắt các điều kiện kinh tế vĩ mô trung bình trong ba nền kinh tế tiên tiến được dùng làm tiêu chuẩn để chúng tôi so sánh, cụ thể là, Mỹ, khu vực đồng Euro và Nhật Bản. Các nền kinh tế này có tỷ lệ lạm phát trung bình thấp cũng như điều kiện kinh tế vĩ mô ổn định hơn so với những thị trường mới nổi. Dựa trên cơ sở số liệu lạm phát, trong toàn bộ thị trường mới nổi người ta kỳ vọng sẽ tìm thấy các hệ số của hiệu ứng truyền dẫn thấp nhất tại châu Á và cao nhất ở châu Mỹ Latinh ngoại trừ của Chile. GVHD: TS. Nguyễn Khắc Quốc Bảo ERPT trong các thị trường mới nổi HVTH: NH đêm 2 – Nhóm 7 Trang 13 Tuy nhiên, mức độ mở cửa thị trường có thể góp phần đóng vai trò đối trọng bởi làm giảm tác động của truyễn dẫn CPI ở những nền kinh tế Mỹ Latinh còn khá khép kín, tuy nhiên lại mang lại tác động tích cực đặc biệt là trong các trường hợp của Hồng Kông và Singapore - các nước có nền kinh tế mở cửa nhất trong những nước được nghiên cứu. Mức độ ERPT trong mỗi quốc gia được tính toán bằng cách ước tính một đặc điểm kỹ thuật của mô hình (1) cho các vector được lựa chọn của các biến nội sinh, trong đó có tài khoản của các thuộc tính chuỗi thời gian của dữ liệu. Kiểm tra unit root cho thấy hầu hết các biến trong các nước được coi là không cố định (chỉ có mức lãi suất là ổn định trong một số trường hợp), trong khi kiểm tra tương quan Johansen tổng thể cung cấp bằng chứng yếu của mối quan hệ cân bằng dài hạn có thể có giữa các biến trong một số quốc gia. Với những đặc tính dữ liệu này, một VAR trong sự khác biệt đầu tiên của các biến không ổn định đại diện cho một đặc điểm kỹ thuật phù hợp của các mô hình. Favouring một VAR trong sự khác biệt đầu tiên, trái ngược với một mô hình Error Correction Vector (VECM), có thể dẫn đến sai số, nếu tương quan có mặt. Tuy nhiên, sự lựa chọn của chúng tôi cũng cho rằng phân tích: (i) tập trung vào các động lực ngắn hạn, trái ngược với mối quan hệ cân bằng dài hạn giữa các biến, và (ii) bị hạn chế bởi thời gian ngắn mẫu có sẵn cho một số các thị trường mới nổi nền kinh tế. Một lựa chọn khả thi thay thế sẽ là một mô hình VAR ở các cấp độ của các biến. Tuy nhiên, đáng nói là ước tính về mức độ cũng như thông số kỹ thuật VECM cũng không được xem xét (xem, ví dụ, Favero, 2001). Trong sự hiện diện của tương quan, các phương pháp cũ sẽ bị vô hiệu. VECM cũng mang lại ước tính không phù hợp nếu vector tương quan sai bị lạm dụng trong mô hình7. Cụ thể hơn, mô hình VAR của chúng tôi, sự khác biệt đầu tiên đến từ những biến không ổn định gồm Δoilt, Δyt, Δet, Δpimpt, Δcpit và cuối cùng tùy thuộc vào kết quả của kiểm tra nghiệm đơn vị (unit-root) it hay Δit. Tất cả các mô hình đều được ước lượng bởi biến dummy mùa và hằng số. Sự chậm trễ trong chiều dài của VAR với mỗi nước được xác định bằng tiêu chí thông tin cũng như phân tích kĩ thuật. Tiêu chí thông GVHD: TS. Nguyễn Khắc Quốc Bảo ERPT trong các thị trường mới nổi HVTH: NH đêm 2 – Nhóm 7 Trang 14 tin được dung để xác định chiều dài tối ưu của độ trễ nhưng quyết định cuối cùng lại dựa trên kết quả của phân tích kĩ thuật của những mô hình thích hợp8 Trong hai phần tiếp theo đầu tiên chúng tôi sẽ thảo luận về kết quả ERPT đến giá nội địa trong các nền kinh tế mở và so sánh chúng với những nguồn gốc cho nhóm kiểm soát của chúng ta ở các nước phát triển. Tiếp đó chúng tôi cố gắng xây dựng mối liên quan giữa mức độ ERPT giữa các quốc gia và một số yếu tố quyết định bằng cách tính toán hệ số tương quan. Cuối cùng chúng tôi kiểm tra những kết quả này bằng cách áp dụng hai mô hình nhận dạng thay thế. 4. Nội dung và các kết quả nghiên cứu (Results) 4.1 Nội dung và các kết quả nghiên cứu Việc ước lượng hiệu ứng truyền dẫn tỷ giá đến giá nhập khẩu và chỉ số giá tiêu dùng cho tất cả các Quốc Gia ở thị trường mới nổi trong mẫu của chúng ta thì được tóm tắt ở Bảng số 3 và số 4 cho hai mốc thời gian là 4 quí và 8 quí. 7 Hơn nữa, Marcet (2005) chỉ rõ rằng trong nhi ều trường hợp thì kỹ thuật đồng liên kết và VARs ở các mức có thể khác nhau. 8 Chiều dài độ trễ được lựa chọn cho những nền kinh tế mới nổi nhìn chung là có bốn độ trễ ngoại trừ Đài Loan, Cộng hòa Séc và Hungary (ba độ trễ) và Chile (hai độ trễ). Trên cơ sở kiểm tra nghiệm đơn vị (unit-root), lãi suất danh nghĩa có sự khác biệt ở Hungary v à Hàn quốc ở các mức ý nghĩa cho tất cả các nước mới nổi khác. Đối với những nước phát triển, ba độ trễ được sử dụng cho mô hình ở Mỹ và hai những mô hình VAR ở các quốc gia Châu Âu và Nhật Bản, tương tự, lãi suất danh nghĩa cũng được xem như là sự khác biệt đầu tiên cho tất cả ba nền kinh tế đã phát triển GVHD: TS. Nguyễn Khắc Quốc Bảo ERPT trong các thị trường mới nổi HVTH: NH đêm 2 – Nhóm 7 Trang 15 Bảng 3, 4: Phản ứng tích lũy của giá nhập khẩu và giá tiêu dùng tới cú sốc 1% tỷ giá hối đoái trong mô hình cơ sở cho các quốc gia mới nổi Ở hầu hết các Quốc Gia thì kết quả của chúng ta xuất hiện nói chung là hợp lý ở cả hai thành phần là chỉ số giá tiêu dùng (CPI) và chỉ số giá nhập khẩu (IMP). Hiệu ứng truyền dẫn tỷ giả được tìm thấy giảm dần theo chuỗi giá cả, hiệu ứng này ở chỉ số giá nhập khẩu cao hơn ở chỉ số giá tieu dùng. Đặc biệt, một năm sau sau khi cú sốc đi qua, hiệu ứng này đến giá nhập khẩu thì được nhận thấy là cao hơn, và về mặt thống kê thì nó không khác gì một trong các trường hợp của Argentina, Chile, Hungary, Mexico, Poland, và Turkey, thấp hơn ở một mức nào đó tại Cộng Hòa Séc và Hàn Quốc và thấp hơn ở hầu hết các Quốc Gia khác của Châu Á9. 9 Hai năm sau cú sốc giá trị ước lượng thì cao h ơn nhưng nó lại mang đến một sự không chắc chắn, do vậy ở những quốc gia này thì nó vẫn không có ý nghĩa thống kê khác 1. GVHD: TS. Nguyễn Khắc Quốc Bảo ERPT trong các thị trường mới nổi HVTH: NH đêm 2 – Nhóm 7 Trang 16 Hiệu ứng truyền dẫn tỷ giá đến chỉ số giá tiêu dùng (CPI) được nhận thấy là cao nhất ở Hungary và Mexico. Ở Châu Á, hiệu ứng truyền dẫn đến chỉ số giá tiêu dùng (CPI) thì thấp hơn ở cả 4 quí và 8 quí. Về phần Singapore, trong khi các điểm ước lượng của hệ số được tìm thấy ngược lại một chút và những hệ số này thì không có ý nghĩa khác 0. Sau đó chúng tôi áp dụng cùng phương pháp này đến khu vực Châu Âu, Mỹ và Nhật Bản theo yêu cầu để đánh giá có hay không mức độ cao hơn của hiệu ứng truyền dẫn ở các thị trường mới nổi. Bảng 5: Phản ứng tích lũy của giá nhập khẩu và giá tiêu dùng tới cú sốc 1% tỷ giá hối đoái trong mô hình cơ sở cho các quốc gia đã phát triển Bảng số 5 cho thấy bằng chứng rằng: Ở khu vực Châu Âu thì hiệu ứng truyền dẫn là cao nhất, với những ước lượng đã được tìm thấy ở những nghiên cứu trước đây sử dụng cùng phương pháp (xem Hahn, 2003)10 hay những phương pháp khác (xem Anderton, 2003 và Campa…, 2005 cho giá nhập khẩu). Những ước lượng đã tìm thấy ở Mỹ thì toàn bộ đều nhất trí rằng, hiệu ứng truyền dẫn tỷ giá thì rất thấp ở Mỹ, ở cả hai thành phần về chỉ số giá nhập khẩu (MPI) và chỉ số giá tiêu dùng (CPI) (xem Gagnon và Ihrig, 2004 cho CPI). Ở Nhật Bản, hiệu ứng truyền dẫn tỷ giá đến chỉ số giá tiêu dùng (CPI) được nhận thấy là rất nhỏ ở cả 4 quí và 8 quí. Đối với thành phần chỉ số giá nhập khẩu, việc ước lượng cho Nhật Bản thì cao hơn so với khu vực Châu Âu, và Mỹ và nó đúng về mặt thống kê với toàn bộ hiệu ứng truyền dẫn sau cú sốc một năm. So sánh hiệu ứng truyền dẫn giữa nền kinh tế đã phát triển với nền kinh tế mới nổi, kết quả so sánh đánh đổ một cách từng phần hiểu biết thường lệ rằng mức độ của GVHD: TS. Nguyễn Khắc Quốc Bảo ERPT trong các thị trường mới nổi HVTH: NH đêm 2 – Nhóm 7 Trang 17 hiệu ứng truyền dẫn tỷ giá thì luôn luôn cao hơn ở các thị trường mới nổi so với các nước đã phát triển. Chính xác hơn, chúng tôi tìm thấy rằng ở mức lạm phát thấp thì các nền kinh tế mới nổi (đáng chú ý là các nền kinh tế ở Châu Á) thì hiệu ứng truyền dẫn đến chỉ số giá tiêu dùng (CPI) thì thấp hơn. Bước tiếp theo trong phép phân tích của chúng tôi là để đạt được một vài sự thấu hiểu những điều bí ẩn về những yếu tố quyết định vĩ mô của hiệu ứng truyền dẫn tỷ giá. Chúng ta bắt đầu bằng việc khảo sát có hay không, bằng chứng cho rằng có sự tương quan thuận giữa hiệu ứng truyền dẫn và lạm phát ở trong giả thuyết nghiên cứu của Taylor. Với mục đích minh họa, chúng ta bắt đầu phép phân tích bằng việc xem xét một cách trực quan mối quan hệ giữa mức độ của hiệu ứng truyền dẫn và lạm phát sau một năm kể từ khi cú sốc xảy ra, cho các thị trường mới nổi trong mẫu của chúng tôi (xem hình số 1).11 10 Khác biệt với phân tích của chúng tôi, Hahn (2003) sử dụng giá nhập khẩu phi dầu mỏ. Bởi vì ERPT đến hàng hóa như dầu được tìm thấy là đặc biệt cao, việc tìm thấy một mức cao hơn của hi ệu ứng truyền d ẫn lên tổng giá nhập khẩu so với hiệu ứng truyền dẫn lên giá nhập khẩu phi dầu mỏ dường như là chắc chắn. 11 Biểu đồ tương tự cũng có sẵn theo yêu cầu của tác giả trong 8 quý theo mô hình cơ sở cũng như cho hai sự lựa chọn được xem xét trong phần 4 cả 4 và 8 quý. GVHD: TS. Nguyễn Khắc Quốc Bảo ERPT trong các thị trường mới nổi HVTH: NH đêm 2 – Nhóm 7 Trang 18 Hình số 1: Hiệu ứng truyền dẫn tỷ giá lên CPI ngược lại với lạm phát trung bình ở các thị trường mới nổi (Trục Y: Sự phản ứng tích lũy của CPI tới cú sốc tỷ giá 1% sau 1 năm; Trục X: Lạm phát trung bình qua thời kỳ ước lượng) Chú ý: Mô hình được dùng là mô hình cơ sở (xem bài chính để biết thêm chi tiết). Các quốc gia được đánh dấu trong đồ thị là : Argentina (AG), Turkey (TK), Mexico (MX), Czech Repulic (CZ), Hungary (HN), Poland (PL), Chile (CL), South Korea (KR), China (CN), Hong Kong (HK), Taiwan (TW), Singapore (SG). Trong hình số 1, có hai khuynh hướng của các Quốc Gia có thể được nhận ra. Khuynh hướng thứ nhất của các nước, trong đó lạm phát hàng năm ở mức trung bình thấp hơn 10%, theo kinh nghiệm đó là các mức thấp của hiệu ứng truyền dẫn tỷ giá (nhìn chung là thấp hơn 10%). Tức là ở khuyh hướng thứ nhất thì có sự đồng biến giữa hiệu ứng truyền dẫn tỷ giá và lạm phát. Khuynh hướng thứ hai của các Quốc gia, trong đó lạm phát trung bình thì cao hơn một cách rõ ràng, cụ thể là giữa 10% và 20%, thì nó tùy thuộc một cách đáng kể vào mức độ cao hơn của hiệu ứng truyền dẫn tỷ giá tới chỉ số giá tiêu dùng (CPI) (khoảng 40%). GVHD: TS. Nguyễn Khắc Quốc Bảo ERPT trong các thị trường mới nổi HVTH: NH đêm 2 – Nhóm 7 Trang 19 Những khuynh hướng này của các Quốc gia dường như cung cấp sự ủng hộ cho giả thiết nghiên cứu của Taylor. Hai Quốc gia khác trong mẫu nghiên cứu là Argentina và Turkey là hai trường hợp ngoại lệ, bởi vì chúng kết hợp một tỷ lệ lạm phát cực kỳ cao (vào khoảng 60%) và mức thấp của hiệu ứng truyền dẫn đến chỉ số giá tiêu dùng (CPI). Việc xem xét trực quan đơn giản của biểu đồ ở trên, đã chỉ ra rằng nếu hai Quốc gia đó được bao gồm trong phép phân tích thì giả thiết của Taylor sẽ bị phá bỏ. Phương pháp VAR thì có thể không phù hợp cho các Quốc gia, mà ở đó theo kinh nghiệm cho thấy thiếu sự ổn định vĩ mô, như đã phản ánh thì đó là siêu lạm phát hay tỷ lệ lạm phát rất cao. Lấy ví dụ của Argentina, việc mở rộng cỡ mẫu quá lớn thì nó tượng trưng cho việc sẽ bao gồm một khối lượng lớn các phép phân tích và số lượng các biến tài chính tăng vọt (theo đó sự điều chỉnh các tốc độ khác nhau của các biến sẽ hơn mức bình thường). Bằng việc giới hạn giai đoạn mẫu để loại trừ các phần tử có tỷ lệ lạm phát cao, không chỉ làm cho chiều dài của mẫu trở nên ngắn lại mà còn giúp cho mẫu không bị lừa dối bởi những tác động do phần tử có lạm phát cao gây ra. Ví dụ, nếu chúng ta vẫn bao gồm trong mẫu một giai đoạn của lạm phát cao, sự ổn định vĩ mô vẫn tiếp diễn, tương xứng với sự bao gồm ấy là sự tăng giá mạnh của hệ thống tiền tệ (sự bật lên lại từ việc đánh giá quá thấp đã kết hợp một cách đặc biệt đến các phần tử siêu lạm phát). Trong hoàn cảnh đó, nó trở nên rất khó khăn để khôi phục mối quan hệ tiềm ẩn giữa sự biến động của tỷ giá hối đoái và giá cả, được cho rằng đó là sự kết hợp hài hòa mạnh mẽ phi thường, và được mong đợi để hồi sinh dưới một môi trường kinh tế không ổn định. Phương pháp VAR và những ước lượng thuộc toán kinh tế phổ biến khác thì không chắc có thể nắm bắt được bất kỳ những đo lường mang tính logic của hiệu ứng truyền dẫn nếu như giá cả, tỷ giá, và lãi suất thì thay đổi một cách quá lớn. Do sự khác nhau về quan niệm kinh tế đã được đề nghị bởi Taylor, dường như sẽ tìm được sự ủng hộ nếu chúng tôi loại trừ ra khỏi mẫu Argentina và Turkey. Dấu hiệu trực quan của sự tương quan thuận giữa hiệu ứng truyền dẫn và lạm phát thì được xác nhận bởi hai đo lường chuẩn của sự tương quan - đó là hệ số tương quan GVHD: TS. Nguyễn Khắc Quốc Bảo ERPT trong các thị trường mới nổi HVTH: NH đêm 2 – Nhóm 7 Trang 20 Pearson và hệ số tương quan thứ bậc Spearman – giữa hệ số của hiệu ứng truyền dẫn và một số yếu tố quyết định hợp lý. Kết quả được thể hiện ở bảng 6. Bảng 6: Hệ số tương quan của ERPT tới CPI với các biến đã được chọn trong mô hình cơ sở Những đo lường này xác nhận rằng ở đó có sự tương quan thuận giữa hiệu ứng truyền dẫn và lạm phát ở quí 4 và quí 8. Hệ số tương quan có ý nghĩa ở cả hai trường hợp của hệ số tương quan Pearson và Spearman tại cả quí 4 và quí 8 ở mức ý nghĩa 1%. Đo lường khác của sự thiếu ổn định kinh tế vĩ mô thì cũng có sự tương quan thuận với hiệu ứng truyền dẫn tỷ giá, mặc dù mức ý nghĩa thì nhỏ hơn ở một mức nào đó. Tương tự như Choudhri và Hakura (2006), và McCarthy (2000), chúng tôi cũng tìm được một số bằng chứng về mối quan hệ cùng chiều giữa hiệu ứng truyền dẫn tỷ giá tới chỉ số giá tiêu dung (CPI) và độ mở cửa của nền kinh tế. Việc phát hiện này có thể được thấy như một sự ngạc nhiên của đường liên kết trực tiếp được mong đợi giữa các biến này, vì vậy kết quả là kênh truyền tải đi từ giá nhập khẩu (IMP) cho đến chỉ số giá tiêu dùng (CPI). Một lý do căn bản cho kết quả thách đố ở trước là để xem xét tương quan nghịch giữa lạm phát và độ mở cửa của nền kinh tế đã được trình bày bởi Romer (1993). Sau khi kiểm soát lạm phát , hệ số tương quan giữa hiệu ứng truyền dẫn và độ GVHD: TS. Nguyễn Khắc Quốc Bảo ERPT trong các thị trường mới nổi HVTH: NH đêm 2 – Nhóm 7 Trang 21 mở cửa của nền kinh tế sẽ chuyển sang cùng chiều, mặc dù không có ý nghĩa về mặt thống kê. 4.2 Kiểm định tính vững (Robustness) Ở phần này chúng tôi đánh giá phạm vi những kết quả cơ sở, để lựa chọn một sự sắp xếp thống nhất và một vài sự thay đổi trong các biến. Chúng tôi ước lượng lại mô hình với hai sự sắp xếp các biến khác nhau, dựa trên hai yêu cầu khác nhau của các biến trong ma trận phân rã phương sai Cholesky. Đầu tiên, chúng tôi chấp nhận theo yêu cầu của sự sắp xếp các biến (mô hình lựa chọn thứ nhất) , oilt , it , yt , et , pimpt , cpit , đặc biệt là lãi suất thì được di chuyển đến trước tỷ giá, như đã đề nghị trong ví dụ bởi Choudhri … (2002). Yêu cầu này cho phép có một sự phản ứng đồng thời của tỷ giá hối đoái đến những thay đổi trong công cụ chính sách tiền tệ. Điều này có thể được giải thích trên cơ sở của việc xem xét tiêu chuẩn kinh doanh chênh lệch giá, bằng cách gì mà lãi suất cao có thể làm cân bằng mọi thứ và làm cho tiền tệ trở nên hấp dẫn hơn, bằng việc khai thác những thất bại của phương trình kinh doanh chênh lệch giá. Tức là sự hấp dẫn của lãi suất sẽ được bù bởi sự thất bại của việc kinh doanh chênh lệch giá. Những ước lượng của hiệu ứng truyền dẫn, dưới sự lựa chọn cấu trúc sắp xếp các biến này thì hầu như cũng giống với những nội dung đã thảo luận ở phần trước (xem bảng 7, 8). Bảng 7,8: Phản ứng lại của MPI, CPI tới cú sốc 1% tỷ giá hối đoái trong mô hình số 1 cho các quốc gia mới nổi GVHD: TS. Nguyễn Khắc Quốc Bảo ERPT trong các thị trường mới nổi HVTH: NH đêm 2 – Nhóm 7 Trang 22 Ngoại trừ Hungary, ở đó ước lượng về hiệu ứng truyền dẫn tỷ giá tới cả chỉ số giá tiêu dùng (CPI) và chỉ số giá nhập khẩu (IMP) giảm xuống một cách đáng kể. Đối với chỉ số giá nhập khẩu, trước một năm sau khi cú sốc xảy ra, hệ số của hiệu ứng truyền dẫn thì được tìm thấy là cao và không có ý nghĩa khác 1 ở Argentina, Mexico và Phần Lan. Trong trường hợp của Chile, hệ số tương quan của hiệu ứng truyền dẫn và chỉ số giá nhập khẩu thì bây giờ được tìm thấy là thấp hơn ở một mức nào đó và gần bằng với mức của Cộng Hòa Séc và Hàn Quốc, một năm sau khi cú sốc xảy ra (ở khu vực giữa 0.7 và 0.8). Một năm sau khi cú sốc xảy ra, mức độ của hiệu ứng truyền dẫn tỷ giá đến chỉ số giá nhập khẩu còn lại rất thấp như trong trường hợp của Singapore và Taiwan, mặc dù ở các trường hợp trước đây nó tăng một cách đáng kể 2 năm sau cú sốc. Đối với thành phần chỉ số giá tiêu dùng (CPI), hệ số tương quan của hiệu ứng truyền dẫn vẫn duy trì như trước đó, gần như luôn luôn nhỏ hơn so với chỉ số giá nhập khẩu. Hệ số thì bây giờ được tìm thấy là cao nhất ở Cộng Hòa Séc, Mexico và Phần Lan một năm sau cú sốc. Ở Châu Á, hiệu ứng truyền dẫn tỷ giá tới chỉ số giá tiêu dùng (CPI) thì GVHD: TS. Nguyễn Khắc Quốc Bảo ERPT trong các thị trường mới nổi HVTH: NH đêm 2 – Nhóm 7 Trang 23 lại một lần nữa được tìm thấy thấp hơn. Lặp lại, ở trường hợp của Singapore, mặc dù điểm ước lượng của hệ số thì được tìm thấy ngược chiều, nó không có ý nghĩa khác 0. Toàn bộ kết quả cho rằng tất cả các quốc gia đã mô tả đặc điểm bởi lạm phát trung bình nhỏ hơn 10%, thì hầu như cũng được mô tả bởi những mức độ vừa phải, của hiệu ứng truyền dẫn đã ước lượng vẫn giữ vững. Argentina và Turkey nổi bật vì hiệu ứng truyền dẫn trên chỉ số giá tiêu dùng (CPI) rất thấp. Loại trừ hai Quốc gia này, sự tương quan thuận giữa hiệu ứng truyền dẫn và lạm phát vẫn được tìm thấy ở cả 4 quí và 8 quí, mặc dù mức ý nghĩa thì thấp hơn so với dự đoán ban đầu mà chúng tôi đã xem xét (xem bảng 9). Bảng 9: Hệ số tương quan của ERPT tới CPI với các biến đã được chọn trong mô hình số 1 Những đo lường khác của sự bất ổn kinh tế vĩ mô thì cũng là tương quan thuận với mức độ của hiệu ứng truyền dẫn tại nhiều loại mức ý nghĩa khác nhau ở cả 4 quí và 8 quí. Cuối cùng, chúng tôi lại không tìm được bất kỳ bằng chứng nào cho mối tương quan thuận giữa hiệu ứng truyền dẫn và độ mở cửa của nền kinh tế có ý nghĩa về mặt thống kê, mặc dù đã kiểm soát lạm phát. Thứ hai xem xét mô hình khác (mô hình lựa chọn thứ hai) tới trường hợp bao gồm cả việc thay đổi những biến đã có sẵn trong mô hình và bổ sung những biến khác theo yêu GVHD: TS. Nguyễn Khắc Quốc Bảo ERPT trong các thị trường mới nổi HVTH: NH đêm 2 – Nhóm 7 Trang 24 cầu trong ma trận phân rã phương sai Cholesky. Trong mô hình trước chúng ta đã bao gồm biến giá dầu, nó có thể được hiểu như là mặt cung cấp đang rất thu hút, nó tác động đến cả chi phí ngoài nước và vì thế, nên gỡ rối một cách phù hợp hơn những tác động của tỷ giá hối đoái ngoại sinh từ những chi phí nước ngoài đó. Một luận chứng tương tự để ứng dụng cho sự phát triển của giá cả trong nước. Vì vậy chúng tôi sẽ thay thế biến giá dầu bởi biến giá cả sản xuất trong nước ppit trong mô hình này, và điều này cũng cần thiết cho một mô hình phù hợp. Việc lựa chọn biến để dùng cho mục đích này thì có thể được tiến hành. Biến này, tuy nhiên thì nó không có sẵn cho một lượng lớn các Quốc gia đang xem xét. Liên quan đến việc thay đổi yêu cầu của các biến ở mô hình 2, chúng tôi sẽ trích quan điểm lý thuyết khá mạnh về việc thừa nhận rằng tỷ giá hối đoái thì không bị ảnh hưởng một cách đồng thời bởi cú sốc, và nó đang tác động vào bất cứ biến nào khác trong hệ thống, cụ thể là nó được đặt lên dẫn đầu các biến: et , pimpt , yt , ppit , cpit , it . Ở đó có một lượng lớn tài liệu thảo luận về hiệu ứng truyền dẫn trên cơ sở của nhiều loại mô hình cấu trúc, đến với những kết luận lý thuyết khác nhau, nói về sự quyết định của tỷ giá phụ thuộc các giả định con của mô hình (xem ví dụ Marston, 1990, và Devereux, 2006). Trong những mô hình này, một vai trò quan trọng đặc trưng được thừa nhận bởi việc có hay không doanh nghiệp ấn định giá cả ở nơi mà họ bán sản phẩm hay nơi mà việc sản xuất diễn ra. Những mô hình này cung cấp những quan điểm dễ hiểu về các khái niệm của hiệu ứng truyền dẫn tỷ giá phụ thuộc vào các giả định con khác nhau của mô hình. Các mô hình này hướng đến kết luận vững chắc liên quan đến một liên kết đồng thời giữa tỷ giá và tập hợp các qui tắc cơ bản phù hợp. Tất cả những bài nghiên cứu này thì có chủ đề chính là để nhận xét rằng những biến kinh tế vĩ mô thì giải thích rất ít cho tỷ giá trong ngắn hay trung hạn. Đặc biệt, thật khó để hiểu nghĩa của sự trở lại tình trạng cũ trong tỷ giá thực, và sự không chắc chắn này dường như được điều khiển bởi sự tăng trưởng của tỷ giá danh nghĩa, không dễ dàng hòa hợp với những lý giải nền tảng.12 Liên quan đến điều này, mô hình 2 cho phép tỷ giá bị ảnh hưởng bởi cú sốc tới những biến khác nhưng với độ trễ, thừa nhận ngầm rằng tỷ giá bị tác động một cách đồng thời bởi những nhân tố khác GVHD: TS. Nguyễn Khắc Quốc Bảo ERPT trong các thị trường mới nổi HVTH: NH đêm 2 – Nhóm 7 Trang 25 (như là: giao dịch gây nhiễu hay sự xem xét thông tin sai sót – cả hai rất quan trọng trong khung cảnh thị trường mới nổi) có xu hướng trội hơn. Tuy nhiên liên quan với mô hình trước, kết quả mà chúng tôi đạt được là đáng chú ý, nó tương tự với những điều đã thảo luận ở các phần trước (bảng 10 và 11). Bảng 10,11: Phản ứng tích lũy của MPI, CPI tới cú sốc 1% tỷ giá hối đoái ở mô hình 2 cho các quốc gia mới nổi Hiệu ứng truyền dẫn tới chỉ số giá nhập khẩu (IMP) thì được tìm thấy là gần bằng 1, tại cả hai hai mốc thời gian, ở Argentina, Chile, Hungary, Poland, Mexico và Turkey, trong khi được ước lượng thấp hơn ở các quốc gia Châu Á và Cộng Hòa Séc. 12 Việc khả năng giải thích yếu của các biến vĩ mô cho việc xác định tỷ giá hối đoái, xem lý thuyết mở rộng bắt nguồn từ Meese và Rogo ff (1983). Một nỗ lực để dung hòa quan điểm chính thống về cấu trúc đơn giản và biến động cao trong tỷ giá hối đoái , xem ví dụ trong Devereux và Engel (2001). GVHD: TS. Nguyễn Khắc Quốc Bảo ERPT trong các thị trường mới nổi HVTH: NH đêm 2 – Nhóm 7 Trang 26 Hiệu ứng truyền dẫn tỷ giá đến chỉ số giá tiêu dùng (CPI) thì hầu như được tìm thấy thấp hơn so với chỉ số giá nhập khẩu cho tất cả các Quốc gia và trong trường hợp của nhiều Quốc gia Châu Á thì gần bằng 0 sau hai mốc thời gian. Lặp lại phân tích tương quan, chúng tôi tìm thấy bằng chứng của một mối quan hệ cùng chiều giữa hiệu ứng truyền dẫn tỷ giá đến chỉ số giá tiêu dùng (CPI) và lạm phát một cách có ý nghĩa (tại mức ý nghĩa 1%), sau khi loại trừ Argentina và Turkey ra khỏi mẫu (xem bảng 12). Bảng 12: Hệ số tương quan của ERPT tới CPI với các biến đã được chọn trong mô hình 2. Hệ số tương quan giữa hiệu ứng truyền dẫn tỷ giá đến chỉ số giá tiêu dùng (CPI) và các đo lường còn lại của sự bất ổn kinh tế vĩ mô thì cũng đồng biến và hầu hết có ý nghĩa về mặt thống kê cho các mốc thời gian đã xem xét. Việc kết hợp giữa hiệu ứng truyền dẫn tỷ giá đến chỉ số giá tiêu dùng (CPI) và độ mở cửa của nền kinh tế thì lại một lần nữa là đồng biến, sau khi kiểm soát lạm phát, nhưng nó không có ý nghĩa về mặt thống kê. 5. Kết luận (Conclusions): Bài nghiên cứu này cung cấp bằng chứng thực nghiệm trên thế giới, về những mô hình của hiệu ứng truyền dẫn tỷ giá trên giá trong nước, dựa vào mô hình VAR cho một GVHD: TS. Nguyễn Khắc Quốc Bảo ERPT trong các thị trường mới nổi HVTH: NH đêm 2 – Nhóm 7 Trang 27 phần lớn các quốc gia, bao gồm một lượng lớn các quốc gia mới nổi, từ ba khu vực mới nổi chính, và một nhóm kiểm soát các quốc gia đã công nghiệp hóa. Thông qua tất cả các quốc gia kết quả nghiên cứu chỉ ra một sự sụt giảm trong hiệu ứng truyền dẫn dọc theo chuỗi giá cả, cụ thể là hiệu ứng truyền dẫn tỷ giá tới chỉ số giá tiêu dùng thì thấp hơn so với hiệu ứng truyền dẫn tỷ giá tới chỉ số giá nhập khẩu. Ngoài ra còn có bằng chứng về hiệu ứng truyền dẫn tỷ giá thấp cho các nền kinh tế đã phát triển, đặc biệt là trong trường hợp của Mỹ và chỉ số giá tiêu dùng ở Nhật Bản. Phù hợp với các nghiên cứu trước đây cho rằng hiệu ứng truyền dẫn tỷ giá được tìm thấy trong khu vực Châu Âu có phần cao hơn so với ở Mỹ, cho cả chỉ số giá tiêu dùng và chỉ số giá nhập khẩu. Phân tích của chúng tôi cũng đánh đổ phần nào sự hiểu biết thông thường rằng, hiệu ứng truyền dẫn tỷ giá thì luôn luôn cao hơn trong những quốc gia "mới nổi" so với các quốc gia "đã phát triển". Đối với các nền kinh tế mới nổi với mức lạm phát một con số (đặc biệt là các nước châu Á trong mẫu của chúng tôi), hiệu ứng truyền dẫn tỷ giá là thấp và nó thì không khác biệt lớn với những mức phổ biến ở các nền kinh tế đã phát triển. Tổng quát hơn, bài nghiên cứu này tìm thấy một sự thừa nhận rộng rãi cho một mối quan hệ đồng biến giữa mức độ của hiệu ứng truyền dẫn tỷ giá và lạm phát, phù hợp với giả thuyết của Taylor. Kết quả này trở nên rõ ràng chỉ sau khi hai quốc gia ngoại lai (Argentina và Thổ Nhĩ Kỳ) bị loại trừ, nó đã đưa đến những khó khăn trong việc ước lượng, cộng với bất ổn kinh tế vĩ mô gay gắt nếu hai quốc gia trên được bao gồm trong mẫu của chúng ta. Cuối cùng, sự hiện diện của một mối quan hệ đồng biến giữa độ mở cửa của nền kinh tế trong nhập khẩu và hiệu ứng truyền dẫn tỷ giá, mặc dù nó đáng tin cậy về mặt lý thuyết, nhưng lại có rất ít bằng chứng thực nghiệm cho điều này. GVHD: TS. Nguyễn Khắc Quốc Bảo ERPT trong các thị trường mới nổi HVTH: NH đêm 2 – Nhóm 7 Trang 28 Tài liệu tham khảo Anderton, R. (2003), Giá sản xuất nhập khẩu và ERPT khu vực Châu Âu mở rộng, tài liệu ECeje số 219. Bacchetta, P. và van Wincoop, E. (2003), Tại sao giá tiêu dùng phản ứng ít hơn giá nhập khẩu với tỷ giá hối đoái?, Tạp chí của Hiệp hội Kinh tế châu Âu, 1, 662-670. Burstein, A., Eichenbaum, M. và Rebelo, S. (2005), phá giá lớn và tỷ giá thực, Tạp chí Kinh tế Chính trị, 113, 742-784. Burstein, A., Neves, J. và Rebelo, S. (2003), chi phí phân phối và Tỷ giá thực trong Exchange-Rate-Based-Stabilizations, Tạp chí Kinh tế tiền tệ, 50, 1189-1214. Campa, J. và Goldberg, L. (2004), Tỷ Pass-Through giá nhập khẩu, thảo luận CEPR số 4391. Campa, J., Goldberg, L. và Gonzalez-Mínguez, J. (2005), Tỷ Pass-Througara đến giá nhập khẩu trong khu vực đồng Euro, Cục Dự trữ Liên bang New York số 219. Choudhri, E. và Hakura, D. (2006), Tỷ Pass-through đến giá trong nước: Liệu các vấn đề môi trường lạm phát có là vấn đề, Tạp chí tiền quốc tế và Tài chính, 25, 614-639. Choudhri, E., Faruqee, H. và Hakura, D. (2002), Tỷ Pass-Through trong những giá khác, tài liệu IMF, số 02/224. Conover, W. (1999), thực hành thống kê, New York: John Wiley and Sons. Devereux, M, và Engel, C. (2001), Tiền tệ nội sinh của giá thiết lập trong một nền kinh tế năng động mở rộng mô hình", NBER số 8559. Devereux, M., Lane, P. và Xu, J. (2006), tỷ giá hối đoái và chính sách tiền tệ trong nền kinh tế thị trường mới nổi, Tạp chí Kinh tế, 116, 478-506. Dornbusch, R. (1987), tỷ giá hối đoái và giá, Tạp chí Kinh tế Mỹ, 77, 93-106. Fagan, G., Henry, J. và Mestre, R. (2005), mô hình Area-Wide (AWM) cho khu vực đồng Euro, mô hình kinh tế, 22, 39-59. Favero, C. (2001), Ứng dụng Kinh tế vĩ mô, Oxford: Oxford University Press. Frankel, J. Parsley, D. và Wei, S. (2005), Pass-Through chậm vòng quanh thế giới: Một chiến lược khẩu mới cho các nước đang phát triển, NBER số 11199. GVHD: TS. Nguyễn Khắc Quốc Bảo ERPT trong các thị trường mới nổi HVTH: NH đêm 2 – Nhóm 7 Trang 29 Gagnon, J. và Ihrig, J. (2004), Chính sách tiền tệ và ERPT, Tạp chí Tài chính quốc tế và Kinh tế, 9, 315-338. Hahn, E. (2003), Pass-Through của các cú sốc bên ngoài cho khu vực lạm phát Châu Âu, Ngân hàng Trung ương châu Âu số 243. Ihrig, J., Marazzi, M. và Rothenberg, A. (2006), Tỷ Pass-Through trong các quốc gia G-7, Thaor luận tài chính quốc tế số 851, dự trữ liên bang Hội đồng Thống đốc. McCarthy, J. (2000), ERPT và giá nhập khẩu đến lạm phát trong nước trong một số nền kinh tế công nghiệp hóa, Dự trữ Liên bang Ngân hàng New York Báo cáo số 111. Marcet, A. (2005), Overdifferencing VAR là OK, bài học rút ra, ĐH Pompeu Fabra. Marston, R. (1990), Giá đến thị trường ở nền sản xuất Nhật Bản, Tạp chí Kinh tế Quốc tế, 29, 217-36. Meese, R. và Rogoff, K. (1983), thực nghiệm Tỷ giá Mô hình của những năm bảy mươi:Do they fit out of sample?, Tạp chí Kinh tế Quốc tế, 14, 345-73. Mihaljek, D. và Klau, M. (2000), Lưu ý về Pass-through từ tỷ giá và Thay đổi Giá nước ngoài để lạm phát trong nền kinh tế thị trường mới nổi được lựa chọn, BIS, 8, 69- 81. Romer, D. (1993), Sự mở cửa và lạm phát: Lý thuyết và thực tiễn, Tạp chí Kinh tế, quý 4, 869-903. Taylor, J. (2000), lạm phát thấp, Pass-through và giá điện của các doanh nghiệp, Tạp chí Kinh tế châu Âu, 44, 1389-1408. GVHD: TS. Nguyễn Khắc Quốc Bảo ERPT trong các thị trường mới nổi HVTH: NH đêm 2 – Nhóm 7 Trang 30 Phụ lục: Nguồn dữ liệu Các dữ liệu thị trường mới nổi sử dụng trong nghiên cứu này bao gồm một khoảng thời gian tối đa giữa các mẫu 1975:1 đến 2004:1 (xem hàng đầu tiên của bảng 1). Đối với khu vực đồng Euro, Mỹ và Nhật Bản, thời kỳ mẫu bắt đầu trong 1983:1. Mẫu chính xác cho mỗi quốc gia đang phát triển, phụ thuộc vào dữ liệu sẵn có, được mô tả trong hàng đầu tiên của bảng 1. Các nguồn tương ứng như sau: Giá dầu danh nghĩa: Thống kê Tài chính Quốc tế của IMF - từ đó IFS -, Anh giá Brent bằng đô la Mỹ (11.276 dòng). Đầu ra: Chúng tôi sử dụng tổng sản phẩm trong nước cho Hồng Kông, Hàn Quốc, Singapore, Hungary, Thổ Nhĩ Kỳ, Chile (từ IFS, dòng 99bvp), Nhật Bản và Mexico (OECD), khu vực đồng Euro (từ diện rộng mẫu của ECB - từ đó AWM, xem Fagan et al., 2005), Đài Loan và Argentina (nguồn nước), và Mỹ (từ IFS, dòng 99bvr). Do thiếu các dữ liệu sẵn có, chúng tôi không lựa chọn dữ liệu sản xuất công nghiệp trong các trường hợp của Trung Quốc (nguồn quốc gia), Cộng hòa Séc (OECD) và Ba Lan (IFS dòng 66). Tỷ giá danh nghĩa hiệu dụng: Chúng tôi sử dụng tỷ giá danh nghĩa hiệu dụng cho tất cả các nước thị trường mới nổi ngoại trừ Hồng Kông, Hàn Quốc, Singapore và Đài Loan (BIS), Thổ Nhĩ Kỳ Mexico (OECD) và Argentina (JP Morgan). Đối với Hoa Kỳ và Nhật Bản, chúng tôi sử dụng IFS (dòng neu) dữ liệu, và các dữ liệu AWM cho khu vực đồng euro. Chỉ số giá nhập khẩu: Chúng tôi sử dụng dữ liệu về giá nhập khẩu (chỉ có hàng hóa) từ IFS (dòng 76) cho Hoa Kỳ, Nhật Bản, Hàn Quốc, Singapore, Hungary và Ba Lan, và từ các nguồn thay thế trong các trường hợp sau: khu vực đồng euro (ECB dữ liệu) , Đài Loan, Argentina và Mexico (nguồn nước). Trong trường hợp của Chile, chúng tôi kết hợp dữ liệu giá nhập khẩu từ IFS dòng 76 cho đến 1995:4, và sau đó Banco de Chile dữ liệu giảm phát nhập khẩu. Do thiếu dữ liệu sẵn có, chúng tôi sử dụng dữ liệu giảm phát nhập khẩu đối với Cộng hòa Séc (OECD OEO), IFS và giá trị đơn vị nhập khẩu GVHD: TS. Nguyễn Khắc Quốc Bảo ERPT trong các thị trường mới nổi HVTH: NH đêm 2 – Nhóm 7 Trang 31 (dòng 75) cho Hong Kong và Thổ Nhĩ Kỳ. Chúng tôi không có quyền truy cập để nhập dữ liệu liên quan đến giá cho mẫu đầy đủ trong trường hợp của Trung Quốc. Chỉ số giá tiêu dùng : Chúng tôi sử dụng dữ liệu chỉ số CPI từ IFS (dòng 64) cho tất cả các nước trừ khu vực đồng euro (dữ liệu HICP từ AWM), Hồng Kông (BIS), Trung Quốc và Đài Loan (nguồn nước). Chỉ số giá sản xuất: Chúng tôi sử dụng dữ liệu PPI từ IFS (dòng 62) cho tất cả các nước nhưng Hồng Kông, Đài Loan, Argentina và Trung Quốc (nguồn trong nước). Lãi suất ngắn hạn: Chúng tôi sử dụng tỷ giá thị trường tiền tệ của Mỹ, Nhật Bản, Hàn Quốc, Singapore, Ba Lan, Thổ Nhĩ Kỳ, Argentina, (từ IFS, đường 60B), khu vực Châu Âu (AWM), Hồng Kông (từ BIS), và Đài Loan (từ Ngân hàng Trung ương Trung Quốc). Chúng tôi sử dụng tỷ lệ trái phiếu kho bạc cho Hungary và Mexico (từ IFS, dòng 60c), và lãi suất tiền gửi ngân hàng cho Trung Quốc, Cộng hòa Séc và Chile (từ IFS, dòng 60L). Nhập khẩu / GDP: Để tính toán tỷ lệ này, chúng ta sử dụng số liệu danh nghĩa cho nhập khẩu (hàng hóa và dịch vụ, ngoại trừ Trung Quốc, nơi chúng chỉ bao gồm hàng hóa) và GDP. Chúng tôi sử dụng dữ liệu nhập khẩu danh nghĩa từ IFS (dòng 99b) cho tất cả các nước, ngoại trừ khu vực đồng Euro (ECB), Trung Quốc, Singapore, và Đài Loan (nguồn trong nước). Chúng tôi sử dụng dữ liệu GDP danh nghĩa từ IFS (dòng 98c) cho tất cả các nước ngoại trừ khu vực đồng euro (Eurostat), Trung Quốc, Singapore, và Đài Loan (nguồn trong nước).