Đề tài: Sự truyền dẫn tỷ giá hối đoái tại các thị trương mới nổi

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

Thêm vào BST

Báo xấu

91
lượt xem 14
download

Download Vui lòng tải xuống để xem tài liệu đầy đủ

Tiểu luận: Sự truyền dẫn tỷ giá hối đoái tại các thị trương mới nổi nhằm tìm hiểu mức độ truyền dẫn tỷ giá hối đoái (ERPT) vào các chỉ số giá tại 12 thị trường mới nổi ở châu Á, Mỹ Latinh, Trun g và Đông Âu. Dựa vào 3 mô hình tự hồi quy vector (VAR), tác giả đã đưa ra các kết luận.

Chủ đề:

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

Lưu

Nội dung Text: Đề tài: Sự truyền dẫn tỷ giá hối đoái tại các thị trương mới nổi

TR ƯỜN G ĐẠ I HỌC K IN H T Ế TH ÀN H PHỐ HỒ C HÍ MIN H V IỆN ĐÀO TẠ O SA U ĐẠ I HỌC BỘ MÔN TÀI CHÍN H QUỐC TẾ Đề tài: SỰ TR UYỀN DẪN TỶ GIÁ HỐI ĐOÁI TẠI CÁC THỊ TRƯỜNG MỚI NỔI GVHD : TS. Ng uyễ n Khắ c Quốc Bả o SV TH : V ũ D uy Chương Đ oàn D uy Kh án h L ê X uân Hùng Lớ p : Ngân h àng Đ êm 2 – K 22 Tp.Hồ Chí Mi nh, tháng 06 năm 2013
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, Tr un g và Đôn g Âu. Dựa vào 3 mô hình tự hồi quy vector (VAR), tác giả đã đưa ra c ác kết luận sau. Quan niệm t ruyền thống rằng mức truy ền dẫn tỷ giá hối đoái (ERPT) vào các chỉ số giá nh ập khẩu và tiêu dùng tại c ác n ước "đang phát triển" luôn cao hơn các n ước "phát triển" đã phần nào bị bác bỏ. Đối với các thị trườn g m ới 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 dùn g được kết luận là thấp và không quá khác biệt so v ới m ức truyền dẫn của các nền kinh tế tiên tiến. Ngoài ra, đồn g ý kiến với giả thiết của Taylor, bài nghiên cứu này cũng tìm thấy chứn g cứ x ác thực về mối quan h ệ cùng chi ều giữa mức độ tr uyền dẫn ERPT và lạm phát. Cuối cùn g, k ết quả n ghiên cứu cho thấy t uy hợp lý về mặt lý thuyết nhưng mối l iên kết cùn g chiều giữa vi ệc mở cửa nhập khẩu và ERPT lại khôn g được hỗ trợ bởi các chứn g cứ thực n ghiệm vững chắc. 2
MỤC LỤC 1. GI I THI U ....................................................................................................................... 4 2. T NG QUAN C ÁC K T QU N GHIÊN C U TR C ĐÂY.............................................. 4 3. PH NG PHÁP NGHIÊN C U & D LI U..................................................................... 6 3.1 Ph n g pháp nghiê n c u......................................................................................................................................................6 3.2 D li u ..........................................................................................................................................................................................8 4. N I DUNG & CÁC K T QU N GHIÊN C U..................................................................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. K T LU N .......................................................................................................................16 6. TÀI LI U THAM K H O .................................................................................................17 3
GI I THI U Trên phương diện chính sách, vi ệc hiểu được tầm ảnh hưởng của những biến động trong tỷ giá hối đoái lên các chỉ số giá là rất quan trọng, gi úp định hướn g để đưa ra các ch ính sách tiền t ệ thích hợp. Các n ghiên cứu thực n ghi ệm đã chỉ r a rằng trong n gắn và tr un g hạn nh ữn g thay đổi trong tỷ giá và giá cả không diễn ra cùng lúc. Trong suốt 3 thập kỷ qua, một lượn g lớn các học thuyết đã được phát triển nhằm lý giải tại sao truyền dẫn t ỷ giá (ERPT) vào giá nhập khẩ u và giá tiêu dùn g không hoàn chỉnh. Các phân tích thực n ghi ệm cũn g đưa ra chứn g cứ về sự khác nhau rõ rệt trong ERPT giữa các n ước. 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 ứn g của giá đối với biến độn g tỷ giá ph ụ thuộc cùn g 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 trườn g m ới nổi tại châu Á, Mỹ Latinh, Trung và Đôn g Âu. ERPT có cao hơn tại các thị trường mới nổi h ay khôn g có ý n gh ĩa quan trọng trong việc xác định cán cân thươn g mại và cơ chế tỷ giá của một nước. Một m ức truyền dẫn tươn g đố i cao tại các nước đan g phát triển cũng đã từng được đề cập đến như một nguyên nh ân của "nỗ i sợ thả nổi" của các n ước đan g phát triển. ERPT còn quan trọn g bởi truyền dẫn thấp tại các thị trườn g m ới nổi có thể n gụ ý rằn g sức m ạnh thị trường của doanh nghiệp tại những nước này đang lớn dần nên, không phải đan g giảm như xu h ướn g toàn cầu hóa có thể gợi ý. Để thực hiện đề tài này, tác giả đã sử dụng một m ô 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 m ô 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. Phươn g pháp tự hồi quy vector này cho phép tính đến yếu tố nội sinh giữa các biến đan g x em xét. Nh ững cú sốc tỷ giá được xác định bằng cách sắp xếp các biến hợp lý và áp dụn g ph ươn g ph áp xác định h ệ số đệ quy. Vì thứ tự sắp xếp các biến số là quan trọng n ên tác giả đã tiến hành phân tích độ nhạy đối v ới các thứ tự sắp xếp biến khác nhau. Đ ể ph ục vụ mục đích so sánh, bài viết đã xây dựng mô hình chuẩn từ các nền kinh tế phát triển như khu v ực đồng e uro, Mỹ và Nhật. Các kết quả n ghiên c ứu trong bài vi ết này khẳn g định rằn g ERPT giảm theo chuỗ i giá cả. Ví dụ như sự truyền dẫn vào giá tiêu dùn g thấp hơn vào giá nhập khẩu. Có chứng cứ cho thấy ERPT thấp tại các quốc gia ph át triển, cụ thể như tron g trườn g hợp của Mỹ và giá tiêu dùn g như t ại Nhật. Phù hợp với các n ghi ên cứu trước đây, ERPT tại khu vực đồn g euro hơi c ao hơn tại Mỹ, đối với cả 2 chỉ số giá tiêu dùn g và nhập kh ẩu. Ngo ài r a, phân tích của tác giả cũng phần n ào bác bỏ quan niệm truyền thống rằng ERPT tại các quố c gia "m ới nổi" luôn cao h ơn các nước "phát triển". Đối với nhữn g nền kinh tế đang phát triển, với chỉ số lạm phát là 1 con số (như ở các nước châ u 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 vi ết này khẳng định m ột m ối quan h ệ cùng chiều giữa mức độ E RPT và lạm phát, điều này ph ù hợp với giả thiết c ủa Taylor. Kết luận này ch ỉ trở nên rõ ràng sau khi loại bỏ Argent ina và Thổ Nhĩ Kỳ do nhữn g trở ngại liên quan đến sự bất ổn kinh tế vĩ mô tại 2 quốc gia này. Cuối cùn g, kết quả ngh iên cứu cho thấy tuy hợp lý về m ặt lý thuyết nhưng mối liên kết cùn g chiều giữa việc m ở cửa nhập khẩu và ERPT lại khôn g được hỗ trợ bởi các chứn g cứ thực ngh iệm vững chắc. T NG QUAN CÁC K T QU NGHIÊN C U TR C ĐÂY 4
Trong suốt 2 thập kỷ qua, nhi ều nghiên cứu kinh tế về truyền dẫn tỷ giá hối đoái (ERPT) đã được phát triển. Bắt nguồn từ nhữn g lập trườn g khác nha u, nghiên cứu thực n ghi ệm 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 An derton (2003), Campa và Gol dberg (2004), Campa et al. (2005), Gagnon v à Ihrig (2004), Hahn (2003), Ihrig et al. (2006) và McCarthy (2000). Các tài liệu áp dụn g cho các quốc gia m ới nổi như Cho udhri v à Hakura (2006), Fr ankel et al. (2005) và Miha ljek et al. (2000). Các nhà kinh tế học thường đưa r a một giả định đơn giản hóa r ằng giá của hàn g hóa mua bán được - m ột khi được thể h iện bằn g cùng loại tiền tệ - là bằn g nhau giữa các n ước. Điều này đồng n gh ĩa vớ i điều kiện ngang bằn g sức m ua (purchasin g-po wer parity) có h iệu lực. Tuy nhiên, về m ặt thực nghiệm , giả định này nhìn ch ung ít được ủn g 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 thuy ết được ph át triển trong 2 thập kỷ qua đã đưa ra nhữn g lý giải khác nhau về việc tại sao ERPT lại không hoàn thiện. Dorn busch (1987) cho rằng truyền dẫn không hoàn chỉnh là do các doanh n ghi ệp hoạt độn g trong m ột t hị trường cạnh tranh không hoàn hảo và điều chỉnh biên độ ( và khôn g chỉ giá) khi có biến động tỷ giá hối đoái. Bur stein et al. (2003) thì nhấn mạnh v ai trò của nguyên vật liệu đầu v ào trong nước (không được giao dịch) trong chuỗi ph ân phối h àng hóa giao dịch được. Burstien et al. (2005) chỉ ra các vấn đề về đo lườn g CPI, t rong đó bỏ qua sự điều chỉnh chất lượng của hàn g 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 hưởn g của thay đổi tỷ giá lên giá cả (Gagnon và Ihrig, 2004). Mặt khác, Devere ux và Engel (2001) và Bacch etta và van Wincoop (2003) khám phá vai trò của việ c định giá đồn g tiền địa phương trong v iệc làm giảm m ức độ E RPT. Để ch ứng minh cho các lý thuy ết khác nhau này, tài liệu thực n gh iệm cho cả các nền kinh tế tiên tiến và m ới nổi đã tìm thấy chứng cứ v ề ERPT không hoàn chỉnh. Các n ghiên cứu này c ùn g chỉ ra sự khác biệt đáng k ể giữa các nước, dẫn đến câu hỏi các yế u tố quy ết định mức độ truyền dẫn là gì. Taylor (2000) đã đưa ra giả thiết rằng độ nhạy c ủa giá cả đố i với dao độn g trong tỷ giá chắc chắn phụ thuộ c vào lạm phát. Lý lẽ đằn g sau giả thiết này liên quan đến m ối tươn g quan cùn g chiều giữa m ức độ và tính lâu dài của lạm phát, cùn g với m ối 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 càn g kéo dài thì biến độn g tỷ giá càn g ít được cho là tạm thời và doanh nghiệp càn g có x u hướng ph ản ứng thông qua điều chỉnh giá. Các ch ứn g cứ từ các n ghiên cứu khác nha u nhìn ch ung ủng hộ giả thiết của Taylor. Tuy nhiên, mối quan hệ cùn g chiều giữa mức độ tr uyền dẫn v à lạm phát càn g nổi trội hơn kh i các thị trường mới nổ i được đưa vào thời kỳ mẫu (t ham khảo Cho udhfi v à Hakura, 2006). Điều này có lẽ là không đán g n gạc nhi ên do luận điểm lý t h uyết c ủa Taylor càng trở nên có ý n ghĩa khi lạm phát càn g cao. Một yếu tố quyết định quan trọng khác c ủa ERPT, từ quan điểm lý thuyết, là mức độ mở cửa thươn g m ại của một quốc gia. Mối liên hệ tức thời giữa 2 biến số này là dươn g (c ùng ch iều): m ột nước càn g m ở cửa thì biến độn g tỷ giá càng được chuyển dịch vào CPI thông qua giá nhập khẩu. T uy nhi ên, bức tranh trở nên phức tạp hơn khi xét đến v iệc lạm phát có thể tương quan n gược chiều v ới sự mở cửa, nh ư trong nghiên cứu thự c n ghiệm c ủa Rom er (1993). Điều này dẫn đến một suy luận gián tiếp rằn g sự m ở cửa tươn g quan n gược chiều với lạm phát và m ức độ truyền dẫn (khi xem xét giả thiết c ủa Taylor). Các kênh trực tiếp và gián tiếp này đi theo 2 hướn g ngược nh au và do đó, dấu c ủa m ối tươn g quan giữa truyền dẫn và sự mở cửa có thể là dươn g hoặc âm. 5
PH NG PHÁP NGHIÊN C U & D LI U Ph ng pháp nghiên c u Trong bài nghiên cứu n ày, tác giả xem xét lại các kết quả n ghiên cứu, kh ám phá mức độ ERPT và sự khác nha u giữa các quốc gia bằn g c ách ước lượn g m ô hình tự hồi quy vector (VAR) cho các n ước mới nổi và cho các nền k inh tế côn g n ghiệp hóa chính (khu vực đồn g euro, Mỹ và Nhật; các nước này được dùng làm nhóm kiểm soát). Phươn g pháp ph ươn g trình đồn g thời được dùng để giải quyết vấn đề nội sinh giữa các biến số. Các ph ương pháp phươn g trình đơn, thườn g bỏ qua tính đồn g thời, sẽ khôn g m ang 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 ứn g 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 lượn g m ô hình một phươn g trình hoặc hệ t hống các phươn g trình cho một quốc gia cụ thể, hoặc thiết lập m ô hình một phươn g trình cho m ột tập hợp nhiều quốc gia (ví dụ như trong Cho udhri và Hakura, 2006 và Mihaljek et al., 2000). Trong bài nghiên cứu c ủa m ình, tác giả áp dụn g phương pháp hệ thống các phươn g trình cho nhiều nước trong 3 kh u v ực thị trườn g m ới nổi của thế giới là châ u Á, Mỹ Latinh và Trung và Đôn g Âu. Bên cạnh đó, tác giả cũn g sử dụng chính ph ương pháp này cho 3 nền kinh t ế công n ghi ệp chính để cho phép so sánh kết quả giữa các nước. Việc ước lượng mô hình cho từng nước trong khoản g thời gian dài nhất có thể nhằm đưa ra các ước lượn g ch ính xác nhất có thể về độ truyền dẫn cho từng quốc gia. Về m ặt này, một điều k iện tiên quy ết cho phân tích là việc tạo ra một cơ sở dữ liệu ph ù hợp v à có thể so sánh được cho từng n ước với tần g suất hàng quý. Đây là một thách thức lớn do sự sẵn có và chất lượng c ủa dữ liệu tại các thị trương mới nổi là khôn g đảm bảo. Ngoài ra, t ác giả còn sử dụn g tươn g đố i nhi ều 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 vi ết này gồm 6 biến (6-v ariable VAR), và được viết như sau: (1) , t rong đó : - : vector 06 biến nộ i sinh: giá dầu, sản lượn g, tỷ giá, giá nh ập khẩu, giá tiêu dùn g và lãi suất ngắn hạn. Các biến n ày sẽ được diễn giải cụ thể hơn trong phần tiếp theo. - : vector các h ằn g số - : m a trận hệ số tự hồi quy, kích thước 6x6 - : vector các nh iễu trắn g - Việc nhận dạng cú sốc cấu trúc được thực hiện bằn g cách sắp xếp các biến số m ột cách thích hợp và áp dụn g phươn g pháp ph ân rã Cholesky vào ma trận phương sai-hi ệp phươn g sai của phần dư dạng rút gọn . Mô hình VAR cơ bản được áp dụng cho từn g quốc gia, và bao gồm 06 biến nội sinh sau: chỉ số giá dầu , sản lượn g , tỷ giá hối đoái , chỉ số giá nhập kh ẩu , chỉ số giá tiêu dùn g 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 lượn g và giá dầu được dùn g để nắm bắt những ảnh hưởng thực tế của nền 6
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 ứn g tr uyền dẫn. Trong Mô hình cơ bản, 06 biến nội sinh được sắp xếp theo thứ tự như sau: , , , , và . Việc sử dụng phươn g pháp đệ quy cho thấy các cú sốc được nhận dạn g tác độn g tức thời lên các biến số tươn g ứn g và các biến số đước sắp xếp sau ch ún g; trong khi đó, các biến số được sắp xếp trước không bị ảnh hưởn g. 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 c ú số c v ề giá dầu có thể đồng thời ảnh hưởng tất cả các biến số khác trong hệ thống nh ưn g bản thân giá dầu lại khôn g bị tác động ngay bởi bất cứ cú sốc nào khác. Các biến tiếp theo trong hệ thống là sản lượn g và tỷ giá hối đo ái. Qua cách sắp xếp này, t ác giả giả định rằn g cú sốc cầ u tác động tức thời lên tỷ giá hối đoái trong khi tác độn g của c ú sốc tỷ giá lên sản lượng có m ột độ trễ nhất định. Các biến số v ề giá được sắp đặt kế tiếp và do đó bị ảnh hưởn g cùng lúc và t ức thời bởi tất cả các cú sốc v ừa đề cập đến. Căn cứ vào ch uỗi giá cả, giá nhập khẩu đứn g trước giá tiêu dùn g, điều này cho ph ép cú sốc v ề giá nhập khẩu ảnh h ưởng tức thời lên giá tiêu dùn g nhưn g không có ch iều n gược lại. Lãi suất, được đặt cuối, nhằm đánh giá phản ứng tức thời của thị trườn g tiền tệ, cụ thể là chính sách tiền tệ đố i với tất cả các biến số trong mô hình. Các kết quả mà m ô hình VAR đem lại cho các quốc gia sau đó được dùn g để kiểm t ra quan niệm t ruyền thống rằn g ERPT cao hơn tại các thị trườn g m ới nổi so v ới tại các nền k inh tế tiên tiến và dùng để đánh giá khuynh hướng của ERPT giữa các nước thông qua m ối tương quan (correlation). Mô hình cơ bản này chỉ đại diện cho m ột trong số các mô hình thay thế hợp lý khác xét về m ặt nhận dạn g và biến số. Do đó, để kiểm định kết quả từ m ô hình cơ bản, tác giả còn tiến hành phân tích độ nhạy thông qua việc ước lượn g lại mô hình VAR với 2 ph ươn g pháp nhận diện thay thế. 2 mô hình thay thế này được ước lượng bằn g cách sắp xếp lại thứ tự của các biến số theo phươn g pháp phân rã Cholesky. Đầu tiên, trong Mô hình thay thế 1, tác giả sử dụn g các biến số theo thứ tự sau: , , , , , . Lãi suất được chuyển lên trước tỷ giá hối đo ái. Sự sắp xếp này cho phép nắm bắt phản ứng tức thời của tỷ giá đối với thay đổi trong côn g c ụ chính sách tiền tệ. Điều n ày có thể được giải thích trên cơ sở quan điểm carry-trade ch uẩn, 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 t hác 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 tron g m ô hình và thứ tự sắp xếp biến số theo phươn g pháp phân rã Cholesky. T rong 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 n goại sinh của tỷ giá ra khỏi chi phí nước n goài một các thích hợp hơn. Tuy nhiên, m ột luận điểm tương tự cũng được áp dụn g 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 dùn g trong trường hợp n ày là tiền lươn g. Tuy nhiên biến số này lại không có sẵn tại nhiều n ước trong mẫu phân tích. Về mặt thay đổi t hứ tự các biến số, t rong Mô hình thay thế 2 này, t ác giả đã dựa vào một quan điểm lý thuyết khá mạnh để giả định rằng tỷ giá hối đoái không bị ảnh h ưởng 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: , , , , , . 7
Nhiều nghiên cứu về ERPT trên cơ sở áp dụn g c ác m ô hình cấu trúc khác nhau đã đưa ra nhữn g kết luận lý t huyết khác nhau về tính quyết định c ủa tỷ giá hối đoái; sự khác nhau này ph ụ thuộc vào những giả định c ủa m ô 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 đồn g tiền địa ph ươn g nơi sản phẩm được bán hay theo đồn g tiền tại nơi sản x uất. T rong khi nhữn g mô hình n ày cun g cấp cái nhìn thấu đáo và ch ặt chẽ về khái n iệm ERPT (phụ thuộc vào nhữn g giả định c ủa m ô hình), ch ún g có xu hướng đưa ra nhữn g k ết luận mạnh m ẽ về m ột mối liên hện tức thời giữa tỷ giá v à m ột tập hợp con các yếu tố căn bản hợp lý. Tất cả những n gh iên cứu này có thể trở t hành đối tượn g cho các ph ê bình cho rằn g các biến số k inh tế vĩ m ô có ít sức thuyết m inh cho tỷ giá hố i đoái trong n gắn đến trun g hạn. Ví dụ như khó thấy tính quay về trung bình (m ean reversion) trong tỷ giá hối đoái thực - biến độn g của tỷ giá sau bị th úc đẩy bởi diễn biến của tỷ giá danh n gh ĩa; những diễn biến này khôn g dễ giải thích bằn g nhữn g lý giải căn bản. Liên quan đến điều này, Mô hình thay thế 2 cho phép tỷ giá bị ảnh hưởn g bởi các cú số c đến nhữn g biến số khác nhưn g chỉ với m ột độ trễ. Điều này ngầm giả định rằn g ít nhất tại thời điểm tức thời, các biến số khác (như "giao dịch nhi ễu" hay cân nh ắc thông tin không hoàn hảo - cả 2 đều rất quan trọn g trong bối cảnh thị trườn g m ới nổi) có x u hướn g thống trị. D li u Trong bài viết này, tác giả tập trung phân tích các quốc gia từ 03 vùn g trên thế giới: châ u Á (T rung Quốc, Hàn Quố c, Singapor e, Đài Lo an và Hon g Kon g), Trun g và Đôn g 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 kh u vực này đã bị loại bỏ khỏi phân tích là Brazil vì các kết quả bất hợp lý đạt được ( dao độn g rất lớn trong số liệu và lạm phát hơn 1000% trong thời kỳ Q1/1992 đến Q4/1994. Các quốc gia chọn lọc này tượn g trưng cho c ác thị trườn g m ới nổi chính trong kh u vực. Tại mỗi nước, tập hợp dữ liệu quý được thu thập cho khoảng thời gian dài nhất có thể. Thời kỳ m ẫu được xác định bởi dữ liệu sẵn có, do đó kh ác nhau đối với m ỗi 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 từn g quố c gia được mô tả trong dòng đầu tiên của Bảng 1 đố i với n ước đan g phát triển và Bảng 2 đối vớ i các nước phát triển. Nguồn dữ liệu lần lượt như sau: - G iá dầu: được thể hiện bởi chỉ số gi á dầu thô bằn g đồng đôla M ỹ theo Thống k ê tài chính quốc tế của IMF (IF S) ( dòng 11276). - Sản lượng: được đo bằn g G DP đố i với Hong Kon g, Hàn Quốc, Sin gapore, Hungary, Thổ Nhĩ Kỳ, Chi L ê (t heo IFS, dòng 99bvp), Nhật và Mexico (OECD), kh u v ực euro (theo Area W ild Mo del của ECB ( AWM)), Đài Lo an và Ar gentina (nguồn trong nước), và Mỹ (theo IFS, dòng 99 bvr). Do thiếu dữ liệu có sẵn, tác giả đã sử dụng dữ liệu giá trị sản lượng công nghiệp có được thời gian m ẫu dài hơn nh ư trong trườn g hợp Trun g Quốc (n guồn trong nước), CH Séc ( OECD) và Ba Lan (I FS, dòn g 66). - Tỷ giá hối đoái: là tỷ gi á hối đoái hiệu dụng danh nghĩa được lấy từ IFS cho tất cả các nước thị trườn g mới nổi trừ Hon g Kon g, Hàn Quốc, Sin gapor e và Đài Loan (nguồn : BIS), Thổ Nhĩ Kỳ, Mex ico (OECD) và Argentina ( JP Morgan). Đố i với Mỹ và Nhật, t ác giả sử dụng dữ liệu của I FS và dữ liệu của AW M được dùng cho khu vực đồng euro. 8
- Chỉ số giá nhập khẩu (theo nội tệ): bài viết thu thập dữ liệu v ề giá nhập khẩu (hàng hóa) từ IFS ( dòn g 76) đối v ới Mỹ, Nh ật, Hàn Quốc, Singapore, Hun gary v à Ba Lan; v à từ nhữn g nguồn thay thế khác như trong trườn g h ợp của: kh u vực đồng euro (dữ liệu ECB), Đài Loan, Argent ina và Mex ico (nguồn trong nước). Đối với Chi Lê, tác giả kết hợp sử dụn g ch ỉ số giá nhập khẩu từ I FS 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 (t heo OECD OEO) và giá trị đơn vị nhâp khẩu của I FS (dòng 75) được dùn g cho Hong Kon g và Thổ Nhĩ Kỳ. Trong trườn g hợp của Trun g Quốc, tác giả hoàn toàn không thu thập được dữ liệu liên quan đến giá nhập khẩu. - Chỉ số gi á tiêu dùng (theo nội tệ): Tác giả sử dụn g dữ liệu CPI của IFS ( dòn g 64) cho tất cả các nư ớc, ngoại trừ kh u vực đồng euro (sử dụn g dữ liệu HICP của AWM), Hon g Kon g (BIS), Trung Quốc và Đài Loan (nguồn tron g nước). - Chỉ số gi á sản xuất (PPI): sử dụng dữ liệu của IFS (dòng 62) cho tất cả csc quố c gia , n goại trừ Hong Kon g, Đài Loan, Argentina và Tr ung Quố c (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 Q uốc, Sin gapore, Ba Lan, Thổ Nhĩ Kỳ, Ar gent ina (nguồn: IFS dòn g 60 b), kh u vực đồng euro (n guồn: AWM), Hon g Kon g (n guồn: BI S) và Đài Loan (nguồn: Ngân Hàn g T r un g Ư ơng Trung Hoa). Lãi suất trái phiếu Chính ph ủ được dùng cho Hun gary và M ex ico (nguồn: IFS dòn g 60c) và lãi suất tiền gửi n gân hàn g được dùng cho Tr un g Quố c, CH Séc và Chi Lê (n guồn: I FS dòn g 60l). - Tỷ số Nhập khẩu/G DP: dùn g để đo lường mức độ mở cửa thị trườn g của m ột quốc gia. Để tính tỷ số này, bài viết sử dụn g giá trị danh n ghĩa đố i với cả nhập khẩu (hàng hóa và dịch vụ, Trung Quốc là trườn g hợp n goại lệ trong đó ch ỉ tính giá trị nhập khẩu hàn g hóa) và GDP. Giá trị nhập khẩu danh ngh ĩa được lấy từ IFS ( dòn g 99b) cho tất cả các quốc gia n goại trừ khu vực đồn g euro (ECB), Trun g Quốc, Singapore và Đài Loan (nguồn trong n ước). GDP danh n ghĩa được th u thập từ I FS ( dòn g 98c) cho tất cả các n ước n goại trừ kh u v ực đồn g euro (Eurostat), T run g Quốc, Sin gapore và Đài Lo an (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. 9
Lạm phát bình quân khá thấp tại các nước châu Á, cụ thể là Đài Loan v à Sin gapore. Đây là 2 nước có được sự kết hợp giữa tăn g trưởn g mạng trong GDP thực, lạm phát thấp và tỷ giá hối đoái danh n ghĩa ổn định cả về m ặt giá trị và biến động. Các quốc gia Trung và Đôn g Âu cho thấy tăng trưởng sản lượng và khoảng 2-3%, kết hợp vớ i tỷ lệ lạm phát khá cao nhưng có x u h ướn g giảm . Một cách cụ t hể hơn, giảm phát đã đạt được trước đó tại CH Séc mặc dù đan g trong tình trạng suy thoái kéo dài nhiều năm sau cuộc kh ủn g hoảng ngân hàng năm 1997. Một số nước khác lại chị u đựn g áp lực lạm phát cao trong thời kỳ m ẫu. 2 quốc gia nổi bật nhất là Thổ Nhĩ Kỳ và Ar gent ina. Các điều kiện kinh tế vĩ m ô tài chính bất ổn đè nặng lên Argent ina, kéo dài tình trạn g hỗn lo ạn tài chính và dẫn đến siêu lạm phát. Áp lực lạm phát cao, biến động tỷ giá m ạnh và khó khăn tài chính cũn g thườn g thấy tại Thổ Nhĩ Kỳ. M exico cũng trải qua sự bất ổn thị trường lớn nh ưng kiểm soát được, điều này thể hiện qua sự bất ổn cao trong tỷ giá hối đoá i hiệu dụn g danh nghĩa. T hay v ào đó, Chi Lê giữ được ch ỉ số lạm phát bình quân thấp h ơn, vào khoảng 13% kể từ năm 1980. Cuối cùn g, nhiều nước thị trườn g m ới nổi trong m ẫu phân tích có thể được xem là nề kinh tế m ở c ăn cứ v ào cơ cấu thương mại. Sử dụn g tỷ số nhập khẩ u/GDP như một tiêu ch uẩn so sánh, có thể thấy các nền kinh tế m ở nhất trong m ẫu là Hong Kon g, Sin gapore, CH Séc và Hungary (theo thứ tự giảm dần). Các nền kinh tế lớn h ơn, Trun g Quố c và Argent ina, lại khác đón g so với các thị trường mới nổi khác trong nghiên cứu này. Bảng 2 tóm tắt tình hình kinh tế vĩ mô trun g bình của 3 nền k inh tế tiên tiến là Mỹ, khu vực đồng euro và Nhật, tạo thành tiêu ch uẩn so sánh trong bài viết. Nhữn g nền kinh tế này cho thấy tỷ lệ lạm phát bình quân thấp cùn g với các điều kiện kinh tế vĩ m ô ổn định hơn so với thị t rường mới nổi. Căn cứ v ào ghi nhận v ề lạm phát, giữa các thị t rườn g m ới nổi, hệ số tr uyền dẫn có thể được cho là thấp nhất ở ch âu Á v à cao nh ất ở Mỹ Latinh, với Chi L ê là ngoại lệ. T uy nh iên, mức độ mở cửa có thể đóng v ai trò đối trọng bằng cách làm giảm tác động lên truy ền dẫn CPI trong các nền kinh tế tương đối đón g Mỹ Latinh trong khi lại m an g đếnt nhữn g ảnh h ưởn g tích cực, đặc biệt là cho Hong Kon g và Singapor e - các quốc gia mở cửa thươn g m ại nhiều nh ất trong mẫu phân tích. 10
Mức độ ERPT tại từng nước được tính bằn g cách ước lượng mô hình 1 đối với vector các biến nội sinh được chọn. Mô hình này t ính đến tính ch ất 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 khôn g dừng (chỉ có lãi suất có tính dừng trong m ột vài trường hợp), trong kh i ki ểm định đồng liên kết Johan sen ( Johan sen cointegration test) nhìn ch ung chỉ cun g cấp một số bằn g chứn g yếu ớt về khả năng có m ột trạng thái cân bằn g trong dài hạn giữa các biến số tại m ột vài quố c gia. Dựa vào các tính chất này của dữ liệu, việc áp dụng sai phân bậc m ột cho các biến không dừng tạo ra m ột định dạn g thích hợp của m ô hình VAR. Việc dùn g m ô hình VAR trong sai phân bậc m ột thay vì mô hình hiệu chỉnh sai số vector (VECM) có t hể dẫn đến xác định sai quy cách mô hình nếu như có mối quan hệ đồng liên kết. T uy nhiên, lựa chọn của tác giả cũn g đã cân nhắc đến việc ph ân tích: (i) tập trung v ào trạng thái n gắn hạn thay vì trạng thái cân bằn g dài hạn giữa các biến số; v à (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 lượn g mô hình VAR theo m ức độ của các biến số. T uy nhiên, cả 02 phươn g pháp, ước lượn g VAR theo mức độ hay ứng dụn g m ô hình VECM đều không tránh khỏi các v ấn đề gây ra bởi sự hiện diện của đồn g liên kết (tham khảo thêm trong Fav ero 2001). Cụ thể hơn, trong bài viết m ô hình VAR theo sai phân bậc m ột 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 n ghiệm đơn v ị). Tất cả các m ô hình đều được ước lượn g v ới 1 hằn g số và các biến giả theo mùa. Độ trễ của mô hình VAR tại m ỗi nước được xác định thông qua các tiêu ch uẩn thông tin khác nha u c ũn g như qua m ột số ph uon g pháp kiểm định quy cách m ô hình. Các tiêu ch uẩn thông tin dùn g để xác định độ trễ tối ưu, t uy nhiên quyết định c uối cùng là dựa vào các kiểm định quy cách được áp dụn g cho các mô hình được xem xét. N I DUNG & CÁC K T QU NGHIÊN C U Mô hình c b n Từ Mô hình cơ bản, các ước lượng của ERPT lên giá nhập khẩu và tiêu dùn g cho tất cả các quốc gia thị trường m ới nổi trong m ẫu được tóm tắt trong Bảng 3 và 4 cho 2 m ốc thời gian: sau 4 và 8 quý. Đố i với hầu h ết các quốc gia, k ết quả nhìn chung khá hợp lý cả về giá tiêu dùn g và giá nhập khẩu. E RPT giảm theo chuỗi giá cả, cao hơn đố i với giá nhập khẩ u v à thấp hơn đối với giá tiêu dùng. Cụ thể, một năm sau c ú sốc, chuy ển dịch vào giá nh ập khẩ u cao và khôn g khác 1 về mặt thống kê trong trườn g hợp của Ar gentina, Chi Lê, Hungary, Mexico, Ba Lan v à T hổ Nhĩ Kỳ, hơi thấp hơn tại CH Séc và Hàn Quố c, và tươn g đố i thấp tại hầu hết các n ước châu Á khác. ERPT vào CPI có kết quả cao nhất tại Hun gary và Mexico. Tại châu Á, t ruy ền dẫn vào CPI thấp cả sau 4 và 8 11
quý. T ại Singapore, các ước lượn g c ủa các hệ số truyền dẫn là âm và nhỏ, các ước lượn g này không quá kh ác 0. Phươn g pháp nghiên cứu trên cũng đước áp dụng cho kh u v ực đồn g euro, Mỹ và Nhật để đánh giá mức độ truy ền dẫn tại những quốc gia này có cao h ơn tại thị trườn g mới nổi không. Bảng 5 cho thấy bằng chứng tại khu vực đồng euro là phù hợp các với ước lượn g của các nghiên cứu khác, sử dụn g các phươn g ph áp tươn g tự (tham khảo Hahn 2003) hay các phươn g pháp khác (tham khảo Anderton, 2003 và Cam pa et al., 2005 đối với giá nh ập khẩu). Các k ết quả ước lượng cho Mỹ phù h ợp với sự thống nh ất chung rằng ERPT ở Mỹ thấp, cả đối với giá nhập khẩ u v à tiêu dùng (tham khảo Gagnon và Ihrig, 2004 đối với giá tiêu dùn g). T ại Nh ật, E RPT 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 n ăm. So sánh các ước lượng truyền dẫn c ủa các nước tiên tiến với các nước đang phát triển, kết quả thực n ghi ệm của tác giả phần nào bác bỏ quan niệm truyền thống là m ức độ ERPT luôn cao hơn tại thị trường mới nổi so với các nư ớc 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 cũn g khá thấp. Bước tiếp theo trong phân tích c ủa tác giả là tìm hiểu về các yếu tố kinh kế v ĩ mô quy ết định của E RPT. Theo giả thiết của Taylor, có hay khôn g chứn g cứ v ề m ột m ối tương quan cùn g chiều giữa truy ền dẫn và lạm phát. Hình 1 m inh họa m ối quan hệ giữa m ức độ ERPT sau Sơ1 năm và lạm phát tại các thị trường m ới nổi trong mẫ u 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 tha y đổi 1% sau m ột năm; trục x: lạm phát trung bình trong g iai đoạn ước lượng) 12
Lưu ý: Mô hình s ử dụng là Mô hình cơ bản. Cá c nướ c 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 un g thấp hơn 10%) là các quốc gia có tỷ lệ lạm phát hàn g 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 quố c gia này ít nhất có vẻ ủn g hộ giả thiết của Taylor. 2 quốc gia trong mẫu, Ar gent ina và Thổ Nhĩ Kỳ là nhữn g trị ngoại lệ (outlier s) v ì 2 n ước là sự kết hợp giữa tỷ lệ lạm phát trun g bình quá cao (hơn 60%) và truyền dẫn vào giá tiêu dùn g thấp. Một cái nhìn trực quan đơn giảm về biểu đồ trên cho thấy nếu đưa 2 quốc gia này vào ph ân tích, giả thiết của Taylor sụp đổ. Tuy nhiên, phương pháp VAR thường khôn g ph ù 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 Ar gent ina làm ví dụ, việc mở rộng m ẫu quá lớn đồn g 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 thườn g" hơn). Thay vào đó, việc giới hạn thời kỳ mẫ u để loại bỏ các giai đoạn lạm phát cao không nhữn g khiến cho dữ liệu trở nên rất n gắn m à còn khiến cho m ẫu phân tích trở thành một bức ảnh cục bộ, và có khả năn g sai lệch, của tình trạng lạm phát cao. Chẳn g hạn nh ư n gười ta có thể liên kết một thời kỳ lạm phát cao (thời kỳ mà sự bình ổn kinh tế vĩ mô vẫn còn đan g diễn ra) với sự tăng giá mạnh c ủa đồn g tiền (hồi phục sau kh i bị đánh giá thấp - điều thườn g xảy r a trong các giai đo ạn siêu lạm phát). Dưới nhữn g hoàn cảnh này, rất khó để khôi phục lại m ối quan hệ giữa tỷ giá và giá cả do các x u hướn g thay đổi bất thường hay xuất hiện trong m ôi trường kinh tế bất ổn. Phươn g pháp VAR v à bao quát hơn là tất cả c ác phép ước lượng đều khó có thể mang lại m ột thước đo độ truyển dẫn có ý n ghĩa nế u giá c ả, tỷ giá và lãi suất đều biến độn g m ạnh. Ngược lại, kết luận của Taylor có vẻ được ủng hộ nếu loại bỏ Thổ Nhĩ Kỳ và Argentina ra khỏi m ẫu. Dấu ấn trực quan về m ột m ối tương quan cùn g chiều giữa truy ền dẫn và lạm phát được khẳng định bởi 2 ph ươn g pháp đo lườn g ch uẩn (phương pháp Pearson v à Spearman) về sự tươn g quan giữa hệ số truy ền 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 chi ều giữa truyền dẫn và lạm phát tại cả 2 mốc thời gian là 4 và 8 quý. Hệ số tương quan là đán g kể tại m ức ý nghĩa 1%. Các đo lường khá c về t ính bất ổn kinh tế vĩ m ô cũng tươn g quan cùn g chiều với ERPT m ặc dù m ức ý n ghĩa nhìn ch un g có phần nhỏ hơn. T ươn g tự như Cho udhr i và Hakura (2006) và 13
McCarthy (2000), t ác giả tìm thấy ít chứng cứ về một mối quan hệ cùn g chiều giữa ERPT vào giá tiêu dùng và sự m ở cửa mậu dịch. Kết quả này l à khá bất ngờ vì mối liên hệ trực tiếp cùn g chiều giữa các biến này là được kỳ vọn g ( do sự tr uyền 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 m ở cửa là số dươn g, t uy 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 chứn g của các Mô hình thay t hế. Tại Mô hình thay thế 1, các ước lượn g về truyền dẫn nhìn chung rất giốn g với các kết quả của Mô hình cơ bản. Các ước lượn g của m ô hình này được trình bày trong Bản g 7 và 8. Một ngoại lệ là Hun gary, c ác ước lượn g về ERPT vào cả giá nhập khẩu và giá tiêu dùng đều giảm đáng kể. Nh ư thảo luận từ phần trước, đối với giá nh ập khẩu, 1 năm sau cú sốc, hệ số truyền dẫn là cao và khôn g quá khác 1 tại Argentina, Mexico và Ba Lan. Tại Ch i Lê, h ệ số của tr uyền dẫn v ào giá nhập khẩu có ph ần thấp hơn và gần bằng v ới mức độ của CH Séc v à Hàn Quố c 1 năm sau cú sốc (nằm vào khoản g 0,7 đến 0,8). Một năm sau cú sốc, mức độ truyền dẫn vào giá nhập khẩ u vẫn duy trì ở m ức độ r ất thấp t ại Sin gapore và Đài Lo an, mặc dù trong trường hợp của Sin gapore mức độ tr uyền dẫn lại tăn g mạnh 2 năm sau cú sốc. Đối v ới giá tiêu dùn g, hệ số truyền dẫn, như lúc trước, vẫn hầ u nh ư luôn nhỏ hơn so với giá nhập khẩu. Trong Mô hình tháy thế 1, hệ số cao nh ất 1 năm sau cú sốc là tại CH Séc, Mexico v à Ba Lan. Tại châu Á, ERPT vào giá tiêu dùng một lần nữa lại cho kết quả thấp. Trong trường hợp của Singapore, t uy các ước lượn g hệ số lại âm một lần nữa nhưn g ch ún g không quá khác 0. Kết luận chung rằn g tất cả quố c gia có m ức lạm phát trung bình thấp hơn 10% thì có m ức truyền dẫn vừa phải vẫn đứn g vững. Nh ư trước, Ar gent ina và T hổ Nhĩ Kỳ nổ i bật với m ức truy ền dẫn rất thấp vào giá tiêu dùng. Loại bỏ 2 quốc gia này, m ối tươn g quan cùn g chiều giữa truy ền dẫn và lạm phát vẫn 14
cho kết quả dươn g sau 4 và 8 quý dù mức ý nghĩa thấp hơn so với trong m ô hình đầu tiên ( Bản g 9). Các đo lường khá c về tính bất ổn kinh tế vĩ mô cũn g tươn g quan cùn g chi ều với mức độ ERPT với các m ức ý ngh ĩa khác nh au tại cả 2 mốc thời gian 1 và 2 n ăm . Cuối c ùn g, Mô hình thay thế 1 c ũn g không cho thấy bằng ch ứng về một mối quan h ệ c ùng 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 nhi ên vẫn cho kết quả tươn g tự các mô hình trước đó (Bảng 10 và 11). Truyền dẫn vào giá nhập khẩu cho kết quả gần bằn g 1, cả sau 1 và 2 năm , t ại Argent ina, Chi Lê, H ungary, Ba Lan, Mexi co và Thổ Nhĩ Kỳ; t ron g khi lại cho kết quả thấp hơn rất nhiều tại các nước ch âu Á v à CH Séc. Truyển dẫn vào giá tiêu dùn g 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 nư ớc châ u Á thì gần bằng 0 sau cả 1 và 2 n ăm . Lặp lại ph ân tích tươn g quan, tác giả chỉ r a bằn g chứn g nhất quán về một mối quan h ệ c ùng chiều đán g k ể 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). H ệ số tương quan giữa truyền dẫn vào CPI vào các đo lườn g còn lại về tính bất ổn kinh tế vĩ mô cũn g dươn g và hầu như luôn có ý nghĩa thống kê tại bất cứ mốc thời gian nào. Mối liên hệ giữa truy ền dẫn vào CPI và mở cửa lại một lần nữa cho kết quả dương, sau khi k iểm soát lạm phát, nhưn g không có ý n ghĩa thống kê. 15
K T LU N Bài n ghiên cứu cung cấp bằn g chứn g thực n ghiệm về x u h ướn g trên thế giới của ERPT vào giá nội địa dựa trên các mô hình tự hồi quy vector đối với nhiều n ước, bao gồm nhi ều n ước thị trường mới nổi từ 3 kh u vực đang phát triển chính và m ột nhóm kiểm soát là các quốc gia côn g nghiệp hóa. Qua tất cả các n ước, các kết quả cho thấy ERPT giảm theo ch uỗi giá cả. Phân tích phần nào bác bỏ quan niệm truyền thống r ằn g ERPT luôn cao h ơn nhiều tại các nền k inh tế "mới nổi" so với tại các nền kinh tế "phát triển". Đối với thị trường mới nổi với tỷ lệ lạm phát hàn g năm chỉ có 1 con số (đáng chú ý nhất là c ác quốc gia châ u 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 m ối liên hệ giữa truyền dẫn và lạm phát là có ý ngh ĩa thống k ê khi 2 nước n goại lệ ( Ar gentina và Thổ Nhĩ Kỳ) bị loại r a khỏi m ẫu (vì làm cho k ết quả trở nên khôn g đán g tin). Ngo ài ra, bằng chứng v ề m ột mối tương quan cùng chiều giữa truyền dẫn và sự m ở c ửa là y ếu hơn so với m ối tươn g quan cùn g chiều giữa truy ền 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 h ạn ch ế nhất định, đặc biệt về mẫ u phân tích. Các nước mới nổi có nh ững đặc điểm đặc biệt quan trọng gây khó khăn cho việc đạt được các ước lượng đáng tin cậy về ERPT. Vài nước châ u Á thường x uyên t heo đuổ i các chính sách ch ủ động nhằm kiểm soát tỷ giá hối đoái. Các quốc gia Trun g và Đông Âu lại trải qua nền kinh tế chuyển đổi cấp tiến trong những năm 90. Cuố i cùng, Thổ Nhĩ Kỳ và m ột số nước Mỹ Latinh lại có n ền kinh tế vĩ m ô rất bất ổn với tỷ lệ lạm phát rất cao v à/hoặc dao dộn g mạnh trong tỷ giá và lãi suất. Nhìn ch ung, trong thời kỳ mẫ u, h ầu hết các quốc gia m ới nổi đều trải qua nhữn g biến độn g lớn v ề mặt kinh tế v à ch ính trị. Điều này làm ảnh hưởn g đến chất lượn g 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 m ô hình. Mô hình VAR chỉ là một trong các mô hình khả thi. Hầu hết các biến số dùn g trong nghiên cứu này đều khôn g có tính dừng. Do đó, m ột sự biến đổi biến số là cần thiết, như trong bài viết này tác giả sử dụn g sai ph ân bậc một. T uy nhiên, bất cứ sự biến đổ i nào c ũn g làm thay đổi ý n ghĩa của kết quả đạt được. Khi có t hể, nên tiến hành phân tích trên với m ột phương pháp n ghiên cứu khác (như m ô hình VECM) để đạt được kết luận chính xác nhất có thể. 16
TÀI LI U THAM KH O An derton, R. (2003), Extra-Euro Area Man ufacturin g Import Prices and Exchan ge Rate Pass- Through, ECB W orking Pap er No. 219. Bacchetta, P. and van Wincoop, E. (2003), Why do Consumer Prices React Less than Im port Prices to Exchange Rates?, Journal of E uropean Economic Associ ation, 1, 662-670. Burstein, A., Eich enbaum, M. and Rebelo, S. (2005), Lar ge Dev aluations an d the Real ExchangeRate, Journal of Political Econom y, 113, 742-784. Burstein, A., Neves, J. an d Rebelo, S. (2003), Distribution Co sts and Real Exchan ge Rate Dynam ics Durin g Exchange- Rate- Based-St abilization s, Journal of Monet ary Economics, 50, 1189- 1214. Campa, J. an d Goldber g, L. (2004), Exchan ge 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 Im port Prices in the E uro Ar ea, Federal Reserv e Bank of New York St aff Paper No. 219. Choudhri, E. an d Hakura, D. (2006), Exchan ge Rate Pass-Through to Dom estic Prices: Does the Inflationary Environm ent Matter?, Journ al of Int ernational Money an d Financ e, 25, 614-639. Choudhri, E., Far uqee, H. an d Hak ura, D. (2002), Exchan ge Rate Pass-Through in D ifferent Prices, IM F Working Paper, No. 02/224. Conover, W. (1999), Practical Nonparametric Statistics, New York : John Wiley and Sons. Dever eux, M, an d En gel, C. (2001), “ Endo genous Currency of Price Setting in a Dynam ic Open Economy Model”, NBER W orking Pap er No. 8559. Dever eux, M., Lane, P. an d Xu, J. (2006), Exch an ge Rates an d Monetary Policy in Emer gin g Market Economies, E conom ic Journ al, 116, 478-506. Dorn busch, R. (1987), Exch ange Rates and Prices, Am erican Econom ic Revie w, 77, 93-106. Fagan, G., Henry, J. an d Mestre, R. (2005), An Ar ea-W ide Model (AWM) for the Euro Area, Economic Modelling, 22, 39-59. Favero, C. (2001), Applied Macroeconomics, Oxfor d: Oxford University Press. Franke l, J., Parsley, D. and Wei, S. (2005), Slo w Pass-Through Aro und the World: A New Im port for Developin g Countries, NBER W orking Pap er No. 11199. Gagnon, J. an d Ihrig, J. (2004), Monetary Policy and Ex chan ge Rate Pass-Thro ugh, International Journal of Fin ance an d Economic s, 9, 315-338. Hahn, E. (2003), Pass-Through of External S cks to Euro Area Inflation, European Central Bank ho W orking Paper No. 243. Ihrig, J., Marazzi, M. and Rot henberg, A. (2006), Exchange Rate Pass-Through in the G-7 countries, International Finance Discussion Paper No. 851, Feder al Reserv e Boar d of Governors. 17
McCarthy, J. (2000), Pass-Through of Exch an ge Rates an d Import Prices to Domestic Inflation in Some Industrialised Econom ies, Feder al Reserv e Bank of New York Staff Report No. 111. Marcet, A. (2005), Ov er differ encin g VAR's is OK, mimeo, Univer sitat Pompeu Fabra. Marston, R. (1990), Pricin g to Market in Jap anese Man ufactur ing, Journal of International Economics, 29, 217-36. Meese, R. an d Ro goff, K. (1983), Empirical Exchange Rate Models of the Sev enties: 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 Chan ges to Inflation in Selected Emer gin g Market Economies, BIS Papers, 8, 69-81. Romer, D. (1993), Openness an d Inflation: Theory and Evidence, Quarterly Journal of Econom ics, 4, 869-903. Taylor, J. (2000), Low Inf lation, Pass-Thro ugh an d the Pricing Power of Firms, European Economic Review, 44, 1389-1408. 18