Tạp chí Đại học Công nghiệp
CO CHE TRUYEN DAN TU VIEC PHA GIA TIEN BONG
DEN LAM PHAT VIET NAM GIAI DOAN 2000 — 2011
Phan Thành Hưng"
TOM TAT
Bài nghiên cứu này được thực hiện nhằm ước tính hệ số truyền dẫn từ sự sụt giảm ty gia dén lạm phát ở Việt Nam trong giải đoạn 2000 = 2011 Trong bài nghiên cứu này, các yếu 16 sau được coi là những yếu tô chính quyết định hệ số truyền dẫn: sự sụt giảm tỷ giá hói đoái, chênh lệch sản lượng, độ mở cửa của nên kinh tế, mức độ định giá cao ty giá hoi dodi thực và lạm phát ban đâu Kết quả nghiên cứu cho thấy hệ số truyền dẫn độ sụt giảm tỷ giá tương quan thuận với lạm phát và đạt giá trị cực đại trong khoản thời gian t đến t + 9, sai lệch trong tỷ giá hồi đoái thực tương quan nghịch và là yếu tố chính tác động tới lạm phát, hệ số truyền dẫn đạt giá trị cực đại trong khoản thời gian í đến t + 12 Ngoài ra, bài nghiên cứu cũng cho thấy yếu tổ lạm phát ban đâu tác động rất mạnh tới lạm phát trong các giai đoạn sau đó và đạt giá trị cực đại tại thời gian t đến t + 12, độ mở cửa của nên kinh tế có tác động nhưng rất ít tới lạm phát và chỉ trong giai đoạn t + 6 và t + 9
Từ khóa: Lạm phái, tỷ giá, tác động truyền dẫn, sự giảm giá tiền đồng
THE PASS - THROUGH FROM DEPRECIATION TO INFLATION OF VIET NAM IN THE PERIOD 2000 - 2011
ABSTRACT
The paper studies the relationship between exchange rate depreciations and inflation in Viet Nam in the period 2000 - 2011 The main determinants of the extent of inflationary pass- -through of the depreciations (appreciations) are the cyclical component of output, and the degree of openness of the economy, the extent of initial overvaluation of the real exchange rate (RER), and the initial rate of inflation The paper finds that the pass-through coefficients increase with inflation and gains the largest with its peak at 9-months It also finds that RER misalignment is the most important determinant of inflation - the pass-through coefficients increase with inflation and gains the largest with its peak at 12-months while the initial inflation is the most important variable for next period and the pass-through coefficients increase and gains the largest with its peak at 12-months, the degree of openness of the economy is not important determinant of inflation
Keywords: Inflation, Exchange Rate, Passthrough, Devaluations
1 GIỚI THIỆU giá khác nhau; lan Goldfajn va Sergio R.C
Werlang (1998) trong một nghiên cứu thực
nghiệm về Cơ chế truyền dẫn từ sự sụt giảm tỷ
giá đến lạm phát theo khung dữ liệu bảng đã thấy rằng có mối quan hệ giữa sự sụt giảm tỷ giá hối đoái và lạm phát; McCarthy, J (2000), sử dụng mô hình VAR để nghiên cứu về truyền dẫn của tỷ giá hối đoái Bài nghiên cứu chỉ ra rằng: (1) Việc nâng giá đồng nội tệ sẽ làm giảm giá cả nhập khẩu và điều này kéo dài ít nhất
Có rất nhiều nghiên cứu về sự truyền dẫn
tỷ giá hối đoái tới chỉ số giá tiêu dùng (lạm phát) như: Chhibber (1991) chỉ ra rằng tác động
của việc phá giá tới lạm phát phụ thuộc vào độ
linh hoạt của tỷ giá, độ mở của tài khoản vốn và mức độ kiểm soát giá; Bodar: (1996) nghiên cứu các tác động của việc cải cách tỷ giá lên lạm phát ở một nước nhỏ và mở bằng cách kết hợp giữa quan điểm tài khóa với các chế độ tỷ
ˆ Trường Đại học Hùng Vương TPHCM
Trang 2Cơ chế truyền dẫn từ việc phá giá tiên đồng
trong khoản thời gian một năm ở các nước khảo
sát (2) Phản ứng của chỉ số giá sản xuất và chỉ số giá tiêu dùng đối với chỉ số giá nhập khẩu là
dương và có ý nghĩa thống kê ở hầu hết các
nước được khảo sát; 4gnès Belaisch (2003),
nghiên cứu Cơ chế truyền dẫn Tỷ giá hối đoái
tại Brazil Ông kết luận rằng: (1) Sau hai quý
xảy ra cú sốc về tỷ giá thì sẽ tác động đến giả
tiêu dùng (consumer prices), với tỷ lệ tương ứng là 6% sau hai quý và 17% sau một năm
Ở Việt Nam, trong giai đoạn 2000 —
2011, đồng tiền Việt Nam (VNĐ) liên tục bị phá
giá đi kèm theo nó là tỷ lệ lạm phát Việt Nam
luôn ở mức cao Cụ thể nêu lạm phát trong năm
2000 là -0,5%, 2001 là 0,8% và giai đoạn 2003 — 2004 giao động ở mức 4% thì trong năm 2004
đã tăng lên đến 7%, năm 2008 là 22,14% (đây
là tỷ lệ lạm phát cao nhất trong giai đoạn 2000 — 2011 và cũng là tỷ lệ lạm phát cao nhất so các các nền kình tế trong khu vực Đông Nam Á) và tiếp tục duy trì ở mức cao này cho đến hiện nay
Như vậy, câu hỏi đặt ra là có mối quan hệ nào giữa việc phá giá tiền đồng và lạm phát ở Việt Nam hay không? Và nếu có thì mức độ ảnh
hưởng sẽ như thế nào? Sau khoảng thời gian bao nhiều thì việc phả giá tiền đồng tác động mạnh nhất, ảnh hưởng nhiều nhất đến lạm phát
Việt Nam?
Trong bối cảnh đó, một nghiên cứu thực
nghiệm để giải thích mức độ truyền dẫn từ việc sụt giảm tỷ giá tiền đồng đến lạm phát Việt Nam cần được thực hiện một cách nghiêm túc Nghiên cứu này cần được dựa trên một nền tảng
lý thuyết cũng như các bằng chứng từ những nghiên cứu trước đây một cách vững chắc và nhất quán tránh những nhận định mang tính chủ
quan và có tính sự kiện Hơn nữa, lạm phát là
một hiện tượng tổng hợp của rất nhiều yếu tố và
sẽ là sai lầm và không khách quan nếu chỉ giải
thích nó bằng một nguyên nhân duy nhất và bác bỏ các nguyên nhân còn lại Chính vì những nguyên nhân trên tác giả đã thực hiện nghiên cứu: “Cơ chế truyền dẫn từ việc phá giá tiền
đồng đến lạm phát Việt Nam trong giai đoạn
2000 - 2011”
2 CO SO LY THUYET VÀ PHƯƠNG PHAP NGHIEN CUU
2.1 Cơ sở lý thuyết và khung phân tích Đã có rất nhiều nghiên cứu về sự truyền
dẫn tỷ giá hối đoái tới chỉ số giá tiêu dùng (lạm phát) Các tác giả đã ứng dụng nhiều mô hình
kinh tế lượng khác nhau để đo lường mức độ
truyền dẫn và các yếu tố khác có liên quan ảnh hưởng đến truyền dẫn Trong khuôn khổ bài báo
này, tác giả sẽ trình bày sơ lược về các kết quả
nghiên cứu của các tác giả đã nghiên cứu trước đó
Chhibber (1991) chỉ ta rằng tác động của việc phá giá tới lạm phát phụ thuộc vào độ linh
hoạt của tỷ giá, độ mở của tài khoản vốn và mức
độ kiểm soát giá
Bodart (1996) nghiên cứu các tác dong của việc cải cách tỷ giá lên lạm phát ở một nước nhỏ và mở bằng cách kết hợp giữa quan điểm tài khóa với các chế độ tỷ giá khác nhau Ông thấy
rằng chế độ neo tỷ giá có điều chỉnh tỷ giá chính
thức chỉ có tác động ngắn hạn đối với lạm phát trong khi phá giá lại có tác động dài hạn hơn đối với lạm phát dưới chế độ điều chỉnh tỷ giá chỉnh tỷ giá chính thức liên tục theo tỷ giá thị trường tự do Đồng thời, sự gia tăng dài hạn của thâm hụt ngân sách cũng dẫn đến lạm phát kéo dài hơn
Ilan Goldfajn va Sergio R.C Werlang
(1998) trong một nghiên cứu thực nghiệm về Cơ
chế truyền dẫn từ sự sụt giảm tỷ giá đến lạm
phát theo khung dữ liệu bảng đã thấy rằng có
mối quan hệ giữa sự sụt giảm tỷ giá hối đoái và lạm phát Bài nghiên cứu của hai tác giả này sử
dụng số liệu thu thập từ 71 quốc gia trong giai
Trang 3Tạp chí Đại học Công nghiệp
mức độ mở cửa kinh tế mức độ định giá cao tỷ
giá hối đoái thực ban đầu (RER - Real
Exchange rate), ty 1¢ lam phat ban dau (Initial
inflation) Trong bai nghién ctru nay, tác giả đã tìm ra hệ số truyền dẫn tăng khi thời gian đo lường tăng lên và đạt đến đỉnh điểm tại thời điểm 12 tháng Tác giả cũng chỉ ra sự sai lệch trong việc đánh giá tỷ giá hối đoái thực là nhân tố quan trọng nhất ảnh hưởng đến lạm phát tại các quốc gia thị trường mới nổi trong khi tỷ lệ lạm phát ban đầu là nhân tố quan trọng nhất đối với các quốc gia phát triển Bằng cách sử dụng mô hình ước tính, bài nghiên cứu của hai tác giả
này dự báo một tỷ lệ lạm phát hơi cao hơn một
chút so với thực tế quan sát được trong nhiều trường hợp các quốc gia bị sụt giảm tỷ giá hối đoái mạnh, thậm chí ngay cả khi có tính đến những phương pháp ước tính kỳ vọng tỷ giá hồi đoái Điều này cho thấy rằng các nhà hoạch định chính sách nên thận trọng khi sử dụng các
mô hình trong quá khứ để dự báo tỷ lệ lạm phát
sau khi tỷ giá hối đoái bị mất giá mạnh
McCarthy, J (2000), sử dụng mô hình VAR_ để nghiên cứu về truyền dẫn của tỷ giá
hối đoái Bài nghiên cứu chỉ ra rằng: (1) Việc
nâng giá đồng nội tệ sẽ làm giảm giá cả nhập
khẩu và điều này kéo dài ít nhất trong khoản
thời gian một năm ở các nước khảo sát (2) Phản
ứng của chỉ số giá sản xuất và chỉ số giá tiêu
dùng đối với chỉ số giá nhập khẩu là dương và có ý nghĩa thống kê ở hầu hết các nước được
khảo sát
Agnès Belaisch (2003), nghiên cứu Cơ chế truyền dẫn Tỷ giá hối đối tại Brazil Ơng kết luận rằng: (1) Sau hai quý xảy ra cú sốc về tỷ giá thì sẽ tác động đến giá tiêu dùng
(consumer prices), với tỷ lệ tương ứng là 6%
sau 2 quý và 17% sau một năm
Takatoshi Ito va Kiyotaka Sato (2006) da
thực hiện một nghiên cứu về sự thay đổi tỷ giá
và lạm phát trong giai đoạn khủng hoảng kinh tế Châu Á (Exchage rate changes and Inflation in Post — Crisis Asian Economies) bang cach sir
dụng mô hình VAR phân tích cơ chế truyền dẫn trong tỷ giá (VAR Analysis of the Exchange Rate Pass — Through) Kết quả bài nghiên cứu này cho thấy rằng (1) Hệ số truyền dẫn từ tỷ giá hối đoái tới giá nhập khẩu (import price) là khá cao trong nền kinh tế khủng hoảng lớn; (2) Hệ
số truyền dẫn từ tỷ giá tới chỉ số giá tiêu dùng
(CPI — Costumer Price Index) là thấp Điều này hàm ý rằng tỷ giá hối đoái tác động không lớn tới lạm phát của các quốc gia Châu Á trong giai đoạn khủng hoảng
Michele Ca’ Zorzi, Elke Hahn va
Marcelo Sanchez (2007) thực hiện nghiên cứu
về cơ chế truyền dẫn từ tỷ giá hối đoái trong các nền kinh tế mới nổi (Exchange rate pass through in emerging market) Tac gia kiém dinh trong
12 nền kinh tế mới nổi ở Châu Á, Mỹ Latin,
Trung và Đông Âu Bằng cách sử dụng mô hình tự hồi quy vector (Vector Autoregressive Model) tác giả đã thấy rằng: Hệ số truyền dẫn
đến chỉ số giá CPI và nhập khẩu ở các quốc gia
này cao hơn với những nước có nền kinh tế phát triển Ở các nền kinh tế mới nổi có lạm phát ở mức một con só, hệ số truyền dẫn tới Chỉ số giá
tiêu dùng CPI và nhập khẩu là khá thấp và cũng
không giống như các quốc gia có nền kinh tế đã phát triển Bài nghiên cứu cũng tìm ra được mồi tương quan mạnh giữa tỷ giá hối đoái và lạm phát
Camen (2006) đã sử dụng một mô hình VAR với số liệu tháng trong giai đoạn từ tháng
2 năm 1996 đến tháng tư năm 2005 và phát hiện rang: (i) tín dụng đến nền kinh tế chiếm 25%
nguyên nhân gây CPI biến động và là nhân tố chính gây ảnh hưởng đến lạm phát sau 24 tháng; (ii) tong phương tiện thanh toán và lãi suất chi giải thích một phần rất nhỏ trong biến động của
CPI (dưới 5%); (iii) giá dầu và giá gạo quốc tế
đóng vai trò quan trọng và gợi ý rằng giá quốc tế và tỷ giá cũng có vai trò giải thích biến động
của lạm phát (19%); (iv) cung tiền của Mỹ (m3) với tư cách là một thước đo tính thanh khoản
quốc tế cũng đóng vai trò quan trọng trong hầu hết các giai đoạn nghiên cứu
Trang 4Cơ chế truyền dẫn từ việc phá giá tiền đồng
Một nghiên cứu của Goujon (2006) đã tập trung vào mức độ ảnh hưởng của tình trạng đô la hóa đối với lạm phát và chỉ ra rằng với tình trạng đô la hóa của nền kinh tế, cung tiền chỉ có tác động đến lạm phát nếu nó tính đến số lượng đô la được nắm giữ Nghiên cứu này sử
dụng cách tiếp cận kinh tế học tiền tệ cho giai
đoạn từ tháng l năm 1991 đến tháng 6 năm
1999,
Beirne (2009), sử dụng phương pháp đồng liên kết và phương pháp phản ứng xung để đo lường mức độ truyền dẫn của tỷ giá và chỉ số giá tiêu dùng ở 9 quốc gia thuộc khu vực Trung và Đông Âu thuộc khu vực sử dụng đồng tiền chung Châu Âu (EURO) Kết quả nghiên cứu cho thấy: (1) Mức độ truyền dẫn trung bình của chỉ số giá tiêu dùng là 0.6 khi sử dụng phương pháp phân tích đồng liên kết và 0.5 khi sử dụng hàm phản ứng xung; (2) Mức độ truyền dẫn giữa các quốc gia theo chế độ tỷ giá hối đoái cố định và tỷ giá hối đoái thả nổi là khác nhau Mức độ truyền dẫn ở các nước theo chế độ tỷ giá hối đoái cố định theo phương pháp đồng liên kết trung bình là 0.785, theo phương, pháp phản ứng xung là 0.509 Đối với các quốc gia theo chế độ tỷ giá hối đoái thả nổi, độ truyền dẫn theo phương pháp đồng liên kết trung bình là 0.483 và theo phương pháp phản ứng xung là 0.392
Ngoài ra còn có những bài nghiên cứu lớn về hệ số truyền dẫn từ giảm tỷ giá hối đoái
đến lạm phát (Dornbusch năm 1967, Feensira ef
al 1994, 1989 Fisher, Goldberg và các cộng sự năm 1997, va Klein nam 1990) Ngoai ra còn có một số công trình thực nghiệm về hệ số truyền dẫn cho quốc gia, khu vực cụ thé (Amitrano va
cộng sự năm 1997 và những người khác)
2.2 Phương pháp nghiên cứu 2.2.1 Mô hình nghiên cứu
Trong bài nghiên cứu này, tác giả sử
dụng mô hình ước tính hệ số truyền dẫn từ sự
sụt giảm tỷ giá sang lạm phát ở Việt Nam theo
m6 hinh tuong tu nhu mé hinh /lan Goldfajn và Sergio R.C Werlang (1998) da st: dung Trong mô hình này các nhân tố sau đây được xem là những yếu tố tiềm năng tác động đến sự truyền dẫn từ sự sụt giảm tỷ giá hối đoái sang lạm phát
Đầu tiên, độ lệch GDP (GDP deviation
from an estimated trend) được đưa vào sử dụng
để lý giải cho quan điểm với doanh số ngày càng tăng, các công ty dễ dàng chuyển phần tăng trong chỉ phí vào giá thành sản phẩm (lan Goldfajn va Sergio R.C Werlang (1998)) Ngược lại, sự sụt giảm trong tỷ giá hối đối đơi khi khơng dẫn đến sự tăng giá mạnh bởi vì nền kinh tế đang trong giai đoạn khủng hoảng và các công ty không thể điều chinh giá tương ứng với việc tăng chi phi
Thứ hai, tác giả xác định tỷ giá hồi đoái
thực (RER — Real exchage rate) là nhân tố tiềm
năng ảnh hưởng đến sự truyền dẫn Các nghiên cứu trước đây cho thấy việc định giá cao tỷ giá hối đoái thực (RER) là một nguyên nhân quan trọng gây ra sự sụt giảm tỷ giá trong tương lai (Goldfain anh Valdes, 1999) Sự sụt giảm tỷ giá này không phải là nguyên nhân gây ra lạm phát cao (higher inflation) ma don gian chi 1a làm cho ty gia hối đoái thực trở về tình trạng én định Trong trường hợp này, việc định giá cao sẽ được điều chỉnh cách giảm giá các mặt hàng
mậu dịch, phi mậu dịch tương ứng, và tổng thể
thì sự sụt giảm tỷ giá này không tạo ra sự gia tăng về giá Mặt khác, sự sụt giảm tỷ giá không xuất phát từ yêu cầu điều chỉnh sẽ gây ra lạm phát hoặc gây ra sự định giá cao tỷ giá hồi đoái danh nghĩa trong tương lai (thực tế chuẩn hóa (stylized fact) đó là việc điều chỉnh sụt giảm tỷ giá danh nghĩa sẽ gây ra tỷ lệ lạm phát cao hơn
(Goldfain and Gupta, 1998)) Higu tng nay ciing da duoc ghi nhan béi Borensztein va De Gregorio (1999)
Thứ ba, môi trường lạm phát có thể ảnh
Trang 5Tạp chí Đại học Công nghiệp
tục, và bản thân những sự thay đổi trong chỉ phí này chủ yếu là gây ra bởi lạm phát kéo dài Khi lạm phát xu hướng có tương quan mạnh nó sẽ tác động đến mức độ truyền dẫn, điều này đã được chỉ ra trong một nghiên cứu gần đây của Taylor (1999) Các quốc gia có tỷ lệ lạm phát lớn có xu hướng có độ truyền dẫn lớn hơn trong khi các nước ồn định có xu hướng duy trì mức
lạm phát thấp trong hiện tại thậm chí ngay khi
tỷ giá hối đoái sụt giam manh Amitrano va cdc
cộng sự (1997) đã cho thấy trong năm 1992, sau
khi tỷ giá hối đoái sụt giảm mạnh, các nước Châu Âu vẫn duy trì được mức lạm phát thấp Điều này hàm ý rằng để chống lạm phát, Chính phủ trước hết phải giữ được mức lạm phát thấp ít nhất trong vòng sáu tháng, qua đó dần lấy lại niềm tin của công chúng về một môi trường giá
ca 6n định hơn
Thứ tư, mức độ mở cửa (openness) của
nền kinh tế một quốc gia cũng ảnh hưởng đến
hệ số truyền dẫn Các lý thuyết nghiên cứu
trước đây tập trung vào ảnh hưởng trực tiếp độ mở cửa nền kinh tế đến lạm phát Romer (1993),
Sachsida (2003), Al — Nasser (2009), Gurben &
McLeon (2004) bằng các nghiên cứu thực
nghiệm đã chỉ ra rằng lạm phát và mức độ mở
cửa có tương quan trái chiều trong những nền kinh tế đang phát triển Độ mở cửa của nền kinh
tế có tác động nghịch biến lên lạm phát Ở
những nước phát triển thì mối quan hệ này là
đồng biến, nghĩa là khi độ mở cửa của nền kinh
tế tăng thì lạm phát tăng và ngược lại
Ngoài ra còn có các nghiên cứu khác cho rằng mối quan hệ giữa lạm phát và độ mở của
của nền kinh tế là đồng biến khi: nền kinh tế có
chế độ tỷ giá cố định Alfaro (2005), cau ngoai
du cao Dudley Cooke (2004)
Trong một nền kinh tế mở với kim ngạch
xuất nhập khẩu lớn, sự sụt giảm tỷ giá hối đoái
sẽ tác động lớn đến giá cả điều này hàm ý rằng sự sụt giảm tỷ giá hối đoái sẽ tác động tới lạm phát với tương quan thuận
Tất cả các mối quan hệ trên có thể diễn đạt bằng phương trình tông quát như sau:
Tt, t+j] = Öo + Piễc—t, t+j— 1] † ¿RERtk(-gy + ØaGDP((—ò + am + BsOPEy(-1) + u Trong đó:
II: Tỷ lệ lạm phát
ê: Mức độ sụt giám tỷ giá
OPE: Độ mở của của nền kinh tế
RER: Tỷ giá hối đoái thực u: phần dư
Bo a B; Bs ạ Bs: La các hệ số tương quan £ là thời gian và 7 là giai đoạn cần nghiên cứu
2.2.2 Các bước thực hiện
Để xác định hệ số truyền dẫn từ việc sụt
giảm tỷ giá đến lạm phát (ERPR) Việt Nam
trong giai đoạn 2000 — 201 1, trong luận văn này
tác giả thực hiện các bước theo trình tự sau:
Đẩu tiên, tác giả ước lượng giá trị cân
bằng của các biến số tỷ giá hối đoái thực (RER)
và GDP vì các biến này chịu tác động lớn từ các
biến bên ngoài nên việc ước lượng giá trị cân bằng của chúng nhằm đảm bảo tính chất thong
kê và ý nghĩa kinh tế của các biến số trên Thứ hai, tác giả thực hiện kiểm định
nghiệm đơn vị để xem xét tính dừng và tính
không dừng của các biến trong mô hình thực nghiệm
Thứ ba, sử dụng mô hình kinh tế lượng
như đã trình bày ở mục II.2.I tác giả ước tính hệ số truyền dẫn từ việc sụt giảm tỷ giá đến lạm phát trong 3, 6, 9, 12 tháng kể từ khi sụt giảm tỷ giá diễn ra
2.2.3 Dữ liệu nghiên cứu
Dữ liệu nghiên cứu trong bài nghiên cứu này được xây dựng bằng cách sử dụng dữ liệu hàng quý (từ quý I năm 2000 đến quý IV năm
2011) có tổng cộng 48 quan sát hợp lệ được tính
Trang 6Cơ chế truyền dẫn từ việc phá giá tiền đồng
Chênh lệch sản lượng (GDP gap): sử dung b6 loc Hodrick — Prescott (Hodrick Prescott filter) tác giả ước lượng giá trị cân bằng của GDP thực (HpGDPR) Sau đó chênh lệch sản lượng (GDP gap) được xác định theo công
thức:
GDPR + HpGDPR
GDP Gap = —— GDPR
Dữ liệu được tính từ cơ sở dữ liệu Hệ
thống thông tin cảnh báo (Information Notice System — INS) của IMF và Tổng cục Thống kê (GSO)
Tỷ giá hối đoái thực: Tỷ giá hỗi đoái
danh nghia (E — Nominal Exchange rate) 1a
lượng đơn vị tiền tệ trong nước trên một đơn vị
tiền tệ nước ngoài, nói cách khác E là giá đồng
ngoại tệ so với đồng nội tệ Tỷ giá hối đoái thực
(e — Real Exhange Rate) là tỷ lệ giữa mức giá trong nước so với mức giá ngoài nước trong
cùng một loại tiền Dữ liệu được xây dựng từ
Hệ thống thông tin cảnh báo (Information
Notice System — INS) của IMF và Tổng cục
Thống kê (GSO) Cụ thể tỷ giá hối đoái thực (e)
được xác định như sau:
e= 2 p
Trong đó: P là giá hàng hóa tính bằng
đồng nội tệ, P* là giá hàng hóa tính bằng đồng
ngoại tỆ
Độ chênh lệch tỷ giá hối đoái thực: bằng
cách sử dụng bộ loc Hodrick — Prescott
(Hodrick Prescott filter) tác giả ước lượng giá trị
cân bằng của tỷ giá hối đoái thực (HpRER) Sau
đó độ chênh lêch tỷ giá hối đoái thực được xác định theo công thức:
RER + HpRER
RER Misalignment =
HpRER
Dữ liệu được xây dựng từ Hệ thống thông
tin cảnh bao (Information Notice System — INS) của IMF và Tổng cục thống kê (GSO)
Lam phat: Các số liệu lạm phát được xây
dựng từ dữ liệu hàng tháng về chỉ số giá tiêu
dùng (CPl-Customer Price Index) được điều
chỉnh theo mùa từ cơ sở dữ liệu Hệ thống thông
tin canh bao (Information Notice System — INS) cua IMF va Téng cuc thống kê (GSO) Lạm
phát tích lũy là chênh lệch giữa chỉ sé CPI tai
thời điểm t+12 va thoi điểm t
Neo ty giá của đồng Việt Nam: Khi phân
tích sự sụt giảm tỷ giá hối đoái của đồng tiền Việt Nam, một trong những điều cần cân nhắc là
tiền đồng Việt Nam (VNĐ) thật sự neo danh
nghĩa với đồng tiền của quốc gia lớn nào Để xem xét Việt Nam đang neo tỷ giá danh nghĩa với quốc gia nào chúng tôi xét theo hai tiêu chí sau đây: /hứ nhát là tính ôn định của tỷ giá danh nghĩa theo thời gian (thể hiện ở việc neo tỷ giá) và thứ hai là tầm quan trọng của nền kinh tế đó đối với Việt Nam thông qua trọng số thương mại Trọng số thương mại của quốc gia ¡ được xác định bằng công thức sau: _ _— X¡+ Mi XTX + Mi)
Trong d6, X; va Mj 1a xuất khẩu và nhập
khẩu của Việt Nam từ quốc gia i; n là số bạn hàng chính của Việt Nam
Wi
Sự sụt giảm tỷ giá hối đoái: là sự thay
đổi trong chỉ số tỷ giá hối đoái danh nghĩa hiệu
lực (là tỷ giá hối đoái danh nghĩa của đồng nội
tỆ so với đồng ngoại tệ, cụ thể ở đây là đồng Việt Nam so với đồng USD) Dữ liệu được tính
theo quý từ cơ sở đữ liệu Hệ thống thông tin canh bao (Information Notice System — INS) của IME
Độ mở cửa kinh tế (openness:) được tính
bằng phần trăm của tổng kim ngạch xuất nhập
khẩu trên GDP Dữ liệu được tính từ cơ sở dữ liệu Hệ thống thông tin cảnh báo (Information
Notice System — INS) của IMF và Tổng cục
Trang 7Tạp chí Đại học Công nghiệp
X+M GDP
3 KÉT QUẢ VÀ THẢO LUẬN
Ước lượng các giá trị cân bằng
OPE =
3.1 Trong mô hình kinh tế lượng được tác giả xây dựng ở mục II.2.] Các biến số tỷ giá hối
đoái thực (RER) và GDP là những biến kinh tế vĩ mô thường bị tác động bởi nhiều yếu tố bên
trong lẫn bên ngoài quốc gia, chẳng hạn như các cú sốc về chính sách tiền tệ và tài khóa trong
nước hoặc biến động giá ở nước ngoài Điều
này hàm ý rằng giá trị cân bằng của chúng cũng biến thiên theo tính chu kỳ Như vậy, ước lượng
các giá trị cân bằng của các biến này cần phải sử
dụng những phương pháp, kỹ thuật thích hợp để vừa đảm bảo tính chất thống kê của các biến vừa đảm bảo ý nghĩa kinh tế của nó
Về mặt ý tưởng, phương pháp lọc Hodrick — Prescott sẽ ước lượng giá trị cân bằng
bằng cách tìm giá trị tối thiểu của các giá trị
Hodrick-Prescott Filter (lambda=1600) 280,000 KX =d prot AAV 240,000 200,000 160,000 40,000 | Ary V AF 120,000 20,000 80,000 2000) © \ / [ Ỉ 40.000 -60,000 Í 00 01 02 03 04 05 06 07 08 09 10 11 ——GDPR Trend ——- Cycle
biến động xung quanh giá trị xu hướng dài hạn Cách ước lượng giá trị cân bằng chuỗi dữ liệu y,
bằng cách sử dụng bộ lọc Hodriek — Prescott
được mô tả bởi phương trình dưới đây:
Ð 0ny, — my)? + y Ð [(ryiy— my?)
— (my — Iny¡_¡)]?
Trong phương trình trên, y, là giá trị thực
tế, y¿ là giá trị thể hiện xu thế (giá trị cân bằng)
và y là hệ số san bằng chuỗi dữ liệu (smoothing
coefficient) Nếu y càng nhỏ thì giá trị ước
lượng tối ưu càng gần với giá trị quan sát và ngược lại y càng cao thì kết quả ước lượng có chiều hướng là một đường tuyến tính Điều này chỉ ra rằng bật tự do y là rất quan trọng Hodrick
và Prescott (1997) phát triển mô hình này và đề xuất giá trị y là 100 cho số liệu năm, 1600 cho số liệu theo quý và 14400 cho số liệu theo tháng Hodrick-Prescott Filter (lambda=1600) 120 ao + 110 90 5.0 L >> \~ | 80 25 0.0 70 25 5.0 15 00 01 02 03 04 05 06 07 08 09 10 11
—— RER Trend Cycle
Hinh 3.1: Gid tri can bang cia RER va GDP 2001 QI —201104 (Nguon: Vẽ từ số liệu tước lượng bằng phương pháp lọc Hodriek— Prescotf)
Sự sai lệch trong tỷ giá hối đoái thực
(misalignment of RER) được tác giả tính toán dựa vào chênh giữa tỷ giá hối đoái thực và giá trị cân bằng của tỷ giá hối đoái thực được ước lượng bằng cách sử dụng bộ lọc Hodrick — Prescott (Hodrick — Prescott filter) với y = 1600 Cũng bằng cách ước lượng giá trị cân bằng của GDP thực bằng bộ lọc Hodrick —
Prescott (Hodrick — Prescott filter), tác giả cũng
ước lượng sự sai lệch trong GDP thực (Deviation GDP) từ số liệu ước lượng xu hướng
(estimated trend) và tính ra được GDP gap
Trang 8Cơ chế truyền dẫn từ việc phá giá tiên đồng
3.2 Kiểm định nghiệm đơn vị
Một trong những kiểm định quan trọng trong các mô hình sử dụng chuỗi thời gian (times serie) 1a kiểm định tính dừng (stationary)
hay còn gọi là kiểm định nghiệm đơn vị (unit
root test) của các biến Tác giả sử dụng kiểm định gia tăng Dickey — Fuller (Augmented
Dickey Fuller — gọi tắt là kiểm định ADF) cho
tất cả các biến đầu vào của mô hình
Trong bài nghiên cứu này, tác giả sẽ kiểm
định tính dừng của hai loại biến: /ứ nhất là
kiểm định tính dừng của các biến cần ước lượng
gid tri can bang, thir hai la kiểm định tính dừng
của các biến đưa vào phương trình hồi quy đã
được trình bày ở mục II.2.I
Kiểm dịnh tính dừng của các biến can ước lượng giá trị cân bằng:
Bảng 3.1: Kết quả kiểm định ADF các biến ước lượng giá trị cân bằng RER Misalignment Misalignment_1 D6 tré (lag) Dạng hồi quy Thống kê t (t-statistics) Giá trị P (P-value) Thống kê Durbin — Watson) Độ trễ (lag) Dạng hồi quy Thống kê t (t-statistics) Giá trị P (P-value) Thong ké Durbin ~ Watson _ GDPGap GDPGap I RER 1 0 € Cc -2.817044 -4.738526 0.0637 0.0003 2.064171 1.965489 3 2 c C -3.166771 -16.27001 0.0289 0.0000 1905588 - 2.163401
(Nguồn: Tính toán của tác giả từ dữ liệu nghiên cứu)
Ghỉ chú: Dạng hoi quy: N (none) là không có hang SỐ trục tung và biến xu thế; C (Constam, hệ số trục tung) là có biến hằng sỐ trục tung, hệ số trục tưng và T (Irend) là có đủ hằng số hệ SỐ trục tung và xu thế
Trang 9
Bảng 3.2: Giá frị tới hạn của thống kê t cho mẫu nghiên cứu _ Phần trăm sai s6 _ Tạp chí Đại học Công nghiệp 00 01 02 03 04 05 06 07 08 09 10 11 Dạng hồi quy 1% 5% N (None) -2.614029 -1.947816 -1.612492 C (Constant) -3.574446 -2.923780 -2.599992 T(Trend) 4.161144 -3.506740 — -3.183002 (Ngn: Tính tốn của tác giả từ dữ liệu nghiên cứu) RERMSALIGNMENT "RERMS_1 6 4 ¿ 44 A 2] A : Ệ \ 0 vv ‘aa a 04 WN) \ J N V \ | \ \ Ị \| -24 2 Í ý V | | ‘ +4 al | 64 | 4 “1 ị TÔ oe a Oe Oe 08 0P Tạì Tàì TÚ Ti OT or 0à 04 08 06 07 05.09 10 14 GDPGAP GDPGAP_1 40.000 60,000 30,000 4 j 20,000 | | | “en | \ | 10,000 i | | h {| zo Ị | | | | | \ l LOT AY PN WA -10,000 | | | \ -20,000 -| | | i} V V mf TE YY | | HN -30,000 || : | Í -40.000 0001
¬ TRE 00 "ot T02 "03 T04 "05 "06 "Or “08 T0 "0 T1
Hình 3.2: RER Misalignment va GDP gap dang mite va I(1)
Trang 10Cơ chế truyền dẫn từ việc phá giá tiền đồng
Kiểm định tính dừng của các biến đưa vào phương trình hồi quy:
Bảng 3.3: Kế! quả kiểm định ADE các biến đưa vào phương trình hồi quy
ERD ERD I1 ERD 2
Độ trễ (lag) 2 4 1
Dạng hồi quy Cc Cc Cc
Thong ké t (t-statistics) 2.495552 0.152739 -7.929603
Gia tri P (P-value) 1.0000 0.9661 0.0000
Trang 11Tạp chí Đại học Công nghiệp IFL TrrrTYrrrTrrrTrrrTrrrrTrrxrrrrxrrrrrrrrrrrxr 00 01 02 03 04 05 06 07 08 09 10 11 ERD 150 Trrrrr~rr~T TT 03 04 05 06 07 08 09 10 11 ERD_2 140 130 1204 yo 110 el 100 8 — : | | | 4 | i | rrrrxTrrrrrrrrrrrrrrrrrrxrrxrrxrrrrrrrrrrT 00 01 02 03 04 05 06 07 08 09 10 11 00 01 02 03 04 05 06 07 08 09 10 11 Hinh 3.3: JFL va ERD dạng mức và 1(1), 1(2) 3.3 Tác động của sụt giảm tỷ giá đến lạm phát
Trong phương trình hồi quy cơ chế truyền dẫn từ sự sụt giảm tỷ giá đến lạm phát đã
được xây dựng ở mục II.2.1, tác giả kỳ vọng về
dấu của các biến GDP Gap, IFL và ERD và
OPEN là dương (tương quan thuận) điều này có nghĩa là lạm phát tương quan thuận với mức độ phá giá đồng tiền, lạm phát ban đầu, GDP gap và độ mở cửa của nền kinh tế Điều này hàm ý rằng lạm phát, mức độ phá giá đồng tiền, GDP
gap và độ mở cửa của nền kinh tế ở thời điểm t
cao thì lạm phát trong giai đoạn t + j cũng cao Ngược lại, tác giả kỳ vọng về dấu biến RER Misalignment là âm (tương quan nghịch) nghĩa là sai lệch trong tỷ giá hối đoái thực trong giai đoạn t là lớn thì lạm phát trong giai đoạn t + j là
nhỏ và ngược lại Kỳ vọng về đấu được mô tả
cụ thể ở Bảng III.4 đưới đây Bảng 3.4: Kỳ vọng vẻ đấu các biến Biến Kỳ GDP Gap + RER Misalignment - Open + ERD + IFL +
Để hiểu rõ hơn về cơ chế truyền dẫn từ sự sụt giảm tỷ giá tới lạm phát trong nghiên cứu này tác giả sẽ ước lượng sự truyền dẫn theo bốn
giai đoại đoạn: từ giai đoạn t tới giai đoạn t + 3:
t+6;t + 9 và t+ 12 bằng phương pháp ước lượng bình phương bé nhat (method least squares)
Trang 12Cơ chế truyền dẫn từ việc phá giá tiên đông
oie 3.5: Kết que ước ping cơ chế |; mon dẫn thời gian t đến t + 3 Denendant Variable: TEL_ 1
Method: Least af Bquares:
Hệ số tương Kỳ vọng dấu Thốngkêt Giáu¡P quan ERD 2 0.6281 + 2.1926 0.0344” RER Misalighment_1 -0.6742 7 -1.9142 0.0629"" GDP Gap_1 0.0598 + 1.8931 0.0658” IFL_1 0.4208 + 2.5613 0.0144” OPEN 09008 + 11014 _R Squared | 5296
-Durbin— Watson Stat — 1.3913
* ** *** Thể hiện mức ý nghĩa thống kê lần lượt là 1%, 5%, 10%
(Nguon: Tinh todn của tác gia từ dữ liệu nghiên cứu) abuse 3.6: Két eh trớc amp cơ chế pyẫn dân thời gian t đến ! + 6
“Dependerit Variable: TEL- 1 Method: Least Squats
Hệ số tương Kỳ vọng dấu Thốngkêt Gia tri P quan ERD 2 ; -0.3173 + -0.7927 RER Misalighment_1 -0.3132 = -0.6915 GDP Gap_1 0.0705 + 1.7132 0.0948"" IFL_1 -0.0061 + -0.0287 OPEN 0092 + 2601 0/0131” R§quared _ 9.2333 - _Durbin - Watson Sa 02885
+ x* *** Thể hiện mức ý nghĩa thống kê lần lượt là 1%, 5%, 10%
Trang 13Tạp chí Đại học Công nghiệp
Bảng 3.7: Kế! quả ước lượng cơ chế truyên dẫn thời gian t đến t + 9 Dependent Variable: IFL_1
Method: Least Squares ERD 2 RER Misalighment_1 GDP Gap_1 IFL_1 _OPEN_ R§qured -
Durbin — Watson _ Stat
Hệ sốtương Kỳvọngdấu Thống kêt quan 1.4001 + -3.5975 -1.2628 - 2.9645 0.0728 ah 2.1426 0.4540 + 1.9885 0.0866 + _ 2.7695 05012 1.2665
*,** *** Thể hiện mức ý nghĩa thống kê lần lượt là 1%, 5%, 10%
(Nguồn: Tính toán của tác giả từ dữ liệu nghiên cứu)
Bảng 3.8: Kết quả ước lượng cơ chế truyền dẫn thời gian t đến t + 12 Dependent Variable: IFL_1
Method: Least Squares ERD 2 RER Misalighment_1 GDP Gap_1 IFL_1 OPEN _ R Squared
_Durbin— Watson Stat
Trang 14Cơ chế truyền dẫn từ việc phá giá tiền đồng
Kết quả ước lượng cơ chế truyền dẫn từ thời gian t tới thời gian t + 3 (trễ 3 tháng) được mô tả ở bảng III.5 Kết qua hồi quy cho ta thấy
sự sụt giảm tỷ giá (ERD), sự sai lệch trong GDP
thực và tỷ lệ lạm phát ban đầu là tương quan
cùng chiều (tương quan thuận) với lạm phát
Trong khi đó sai lệch trong tỷ giá hối đoái thực
(RERMISALIGNMENT) có mối quan hệ
nghịch biến với lạm phát, nghĩa là sai lệch trong tỷ giá hối đoái thực cao sẽ làm cho lạm phát giảm
Hệ số truyền dẫn của tỷ giá trong giai đoạn này là 0,6281 nghĩa là tỷ giá hối đoái sụt giam 10% thi lam cho lam phat tang 6,281% Điều này là phù hợp với diễn biến tình trạng
lạm phát và phá giá đồng tiền ở Việt Nam
Trong tình trạng khủng hoảng kinh tế, Việt Nam đã liên tục phá giá tiền đồng để đây mạnh xuất khẩu và khôi phục sản xuất trong nước Ngân hàng nhà nước đã liên tục phá giá tiền đồng với biên độ lớn trong giai đoạn nghiên cứu này và kết quả là lạm phát Việt Nam luôn tăng cao và hiện nay vẫn đang duy trì ở mức hai con số
Kết quả ước lượng cũng chỉ ra rằng, độ sai lệch tỷ giá hối đoái thực tác động tới lạm phát còn cao hơn sụt giảm tỷ giá Nếu sai lệch tỷ giá hối đoái thực tăng 10% thì sẽ làm lạm phát giảm 6,7% Ngoài ra, độ lệch GDP tác động tới
lạm phát rất thấp (0.059), trong khi đó thì mức
độ lạm phát ban đầu tác động tới lạm phát ở mức cao hơn với hệ số truyền dẫn là 0.42 nghĩa là lạm phát ban đầu tăng 10% thì lạm phát trong giai đoạn sau sẽ tăng 4.2% Điều này hàm ý rằng nếu tỷ lệ lạm phát ban đầu là cao Ngân hàng nhà nước Chính phủ sẽ có biện pháp kiềm chế lạm phát nên lạm phát trong giai đoạn sau
sẽ giảm Với độ trễ là 3 tháng (t tới t + 3) bài nghiên cứu không tìm ra được tác động của độ
mở cửa của nền kinh tế tới lạm phát
Trong giai đoạn t tới t + 6 (trễ 6 tháng) kết quả ước lượng (bảng III.6) đã tìm thấy tác
động của độ mở cửa của nền kinh tế đến lạm
phát với hệ số truyền dẫn là 0,0972 nghĩa là nếu
độ mở cửa của nền kinh tế tăng 10% thì lạm
phát sẽ tăng 0,972% Ngoài ra, độ hệ số truyền
dẫn từ độ lệch GDP (GDP gap) đến lạm phát
cũng tăng lên từ 0,059 trong giai đoạn t tới t + 3 đã tăng lên 0.0705 trong thời gian t đến t + 6 Trong giai đoạn này, kết quả nghiên cứu không tìm thấy tác động của độ sụt giảm tỷ giá (ERD),
sai lệch trong tỷ giá hối đoái thực (RER
Misalighment) và làm phát ban đầu (IFL) tới lạm phát
Trong giai đoạn t đến t + 9 (trễ 9 tháng)
và giai đoạn t đến t + 12 (trễ 12 tháng) kết quả
ước lượng (bảng III.7 và III.8) cho thấy độ sụt
giảm tỷ giá tác với lạm phát với hệ truyền dẫn
lần lượt là 1.4 và 0.8968 Điều này có nghĩa là nếu tỷ giả sụt giảm 10% thì lạm phát sẽ tăng
14% trong giai đoạn t đến t+ 9 và 8,9% trong
giai đoạn t đến t + 12 Mức độ truyền dẫn của sự sụt giảm tỷ giá đạt cực đại (1.4) ở giai doan t
đến t+ 9 (trễ 9 tháng) Độ sai lệch tỷ giá hồi
đoái thực tác động lạm phát với hệ số truyền
dẫn lần lượt là 1,2628 và 1.8128 Như vậy, độ
sai lệch tỳ giá hối đoái thực tác động cực đại (1.8128) tới lạm phát trong thời gian t đến t+ 12
(trễ 12 tháng)
Hệ số truyền dẫn của lạm phát ban dầu (IFL) đầu tăng từ 0.4208 trong thời gian từ t đến
t+ 3 lên 0,454 trong thời gian t đến t + 9 và đạt
giá trị cực đại 0.7173 trong thời gian t + 12 (bảng 4.8 và 4.9)
Hệ số truyền dẫn của độ mở cửa của nền
kinh tới lạm phát giảm dần từ 0.0972 trong giai đoạn t đến t + 6 tới 0.0866 trong giai đoạn t đến
t+ 9 Với độ trễ 12 tháng (t đến t + 12) bài
nghiên cứu không tìm ra được tác động của độ mở cửa nền kinh tế tới lạm phát (bảng III.7 và III.8)
Hê số truyền dẫn của độ sai lệch GDP (GDP gap) tới lạm phát tăng dần từ 0,0598
trong giai đoạn t đến t + 3 lên 0,0705 trong giai
đoạn t đến t + 6 và đạt giá trị cực đại 0.0728
Trang 15Tạp chí Đại học Công nghiệp
t + 12 bài nghiên cứu không tìm thấy được tác động của GDP gap téi lam phat
3.4 Kết luận
Kết quả nghiên cứu cho thấy hệ số truyền dẫn từ sụt giảm tỷ giá đến lạm phát tại Việt Nam trong giai đoạn 2000 - 2011 là cao và có độ trễ lớn Điều này hàm ý rằng việc phá giá tiền đồng sẽ làm gia tăng lạm phát ở giai
đoạn sau đó và tác động trực tiếp đến tình hình
kinh tế vĩ mô cũng như ảnh hưởng đến đời sống của người dân Vì vậy, các nhà hoạch định chính sách cần cân nhắc và dự báo trước những ảnh hưởng của lạm phát trong giai đoạn sau đó trước khi quyết định phá giá tiền đồng, nhằm thúc đây nền kinh tế tăng trưởng, phát triển bền vững và 6n định
TÀI LIỆU THAM KHẢO Tiếng Việt
Ngoài ra, kết quả nghiên cứu thực nghiệm còn cho thấy vai trò của lạm phát kỳ vọng Lạm
phát ở thời điểm hiện tại chịu tác động nhiều bởi
tình trạng lạm phát trong quá khứ (lạm phát ban
đầu), nó là thông số để người dân hình thành kỳ
vọng lạm phát ở thời điểm hiện tại và tương lai
Điều này hàm ý rằng muốn kiềm chế lạm phát, thúc đẩy tăng trưởng kinh tế, các nhà hoạch
định chính sách cần tạo niềm tin cho người dân
bằng cách phát ra các tín hiệu đề người dân hình
thành kỳ vọng, điều hành lạm phát hướng về
lạm phát mục tiêu tránh tình trạng lạm phát tăng bất thường như thời gian vừa qua ảnh hưởng đến kỳ vọng của người dân
1 PGS TS Trần Ngọc Thơ, TS Nguyễn Ngọc Định (2005), Tài chính quốc tế, NXB Thống kê,
TPHCM
Tiếng Anh
1 Siaw Frimpong, Anokye M Adam, (2009), “Exchange Rate Pass — Through in Ghana”, International Business Research
2 Zsolt Darvas, (2001), “Exchange rate pass — through and real exchange rate in EU candidate countries, Economic Research Centre of the Deutsche Bundesbank
wo
Tokyo
Takatoshi Ito, (2007), “The Role of Exchange Rate in Inflation Targeting” University of 4 Jayant Menon, (1995), “ Exchange rate pass — through” Centre of Policy Studies and The
IMPACT Project, Monash University
5 Takatoshi Ito, Yuri N Sasaki and Kiyotaka Sato, (2007), “Exchange Rate Changes, and Inflation in Post — Crisis Asian Economies: VAR Analysis of the Exchange Rate Pass - Through”, The Research Institute of Economy, Trade and Industry
6 Agnés Belaisch, Ranjit S Teja, (2003), “Exchange rate Pass — Through in Bazil”, IMF Working Paper
7 Michele Ca’Zorzi, Elke Hahn and Marcelo Sanchez, (2007), “Exchange rate Pass — Through in emerging markets”, European Central Bank
Trang 16Cơ chế truyền dẫn từ việc phá giá tiên đồng
8 Aliyu, Shehu Usman Rano; Yakub, Ma'aji Umar; Sanni, Ganiyu Kayode and Duke, Omolara, (2009), “Exchange rate Pass — Through in Nigeria: Evidence from a Vector Error Correcrtion Model”, Bayero Univeristy Kano, Central Bank of Nigeria, Abuja
9 Carlos Noton Norambuena, (2001), “The Pass — Through from depreciation to inflation: 10 11 12 14 15
Chile 1986 — 2001”, Department of Economics, University of Chile
Ilan Goldfajn and Sergio R.C Werlang, “The Pass — Through from depreciation to inflation: A Panel Study”, Banco Central de Brasil Working Paper No 5
José Manuel Campa and Linda S Goldberg, (2002), “Exchange rate Pass — Through into Import Prices: A macro or micro phenomenon”, National Bureau of Economic Research Carlos José Garcia and Jorge Enrique Restrepo, (2001), “Price inflation and exchange rate Pass —Through in Chile”, Central Bank of Chile
.ITO Takatoshi, SASAKI N Yuri and SATO Kiyotaka, “Pass-Through of Exchange Rate Changes and Macroeconomic Shocks to Domestic Inflation in East Asian Countries”, The Research Institute of Economic, Trade and Industry
Michael B Devereux and James Yetman, (2002), “Price setting and Exchange rate Pass — Through: Theory and Evidence”, Hong Kong Institute for Monetary Research
Takatoshi Ito, (2007), “The Role of Exchange Rate in Inflation Targeting”, University of Tokyo