Tiểu luận: Hiệu ứng truyền dẫn của tỷ giá hối đoái ở thị trường các nước mới nổi

TRƯỜ NG ĐẠI HỌ C KINH TẾ TP HC M VIỆN ĐÀO TẠO SAU ĐẠI HỌC BÀI TẬP NHÓM ĐỀ TÀI SỐ : HIỆU ỨNG TRUYỀN DẪN CỦA TỶ GIÁ HỐI ĐOÁI Ở THỊ TRƯỜNG CÁC NƯỚC MỚI NỔI GV hướng dẫn : TS Nguyễn Khắc Quốc Bảo Nhóm thực : Số 24 Nguyễn Thị Hồng Hiệp Phó Bảo Thư Nguyễn Anh Sơn Tr ịnh Việt Tiệp Lớp-CH K hóa : Đêm – K22 M ỤC LỤC Trang Phần 1: Giới thiệu Phần 2: Tổng quan kết nghiên cứu trước Phần 3: Phương pháp nghiên cứu Phần 4: Nội dung kết nghiên cứu Phần 5: Kết l uận HIỆU ỨNG TRUYỀN DẪN CỦA TỶ GIÁ HỐI ĐOÁI Ở THỊ TRƯỜNG CÁC NƯỚC MỚI NỔI Tóm tắt (Abstra ct) Bài nghiên cứu xem xét mức độ truy ền dẫn tỷ giá (ERPT) đến giá 12 thị trường châu Á, Mỹ Latinh, Trung Đôn g Âu Kết chún g tôi, dựa ba m hình tự hồi quy vec-tơ thay t hế, m ột phần làm đảo lộn cách suy n gh ĩ thông thường cho E RPT giá nhập giá tiêu dùng quốc gia đan g phát triển cao so với quốc gia phát triển Đối với thị trường với mức lạm phát m ột số (nhất nước châu Á), hiệu ứn g tr uyền dẫn giá nhập giá tiêu dùn g nhận thấy thấp khôn g đồn g so với cấp độ nước phát triển Nghiên cứu c ũng tìm thấy ch ứng mạnh m ẽ m ối quan hệ tích cực mức độ ERPT lạm phát, phù hợp với giả thuyết c Taylor hai nước ( Ar gentina Thổ Nh ĩ Kỳ) lo ại trừ khỏi phân tích Cuối cùn g, diện mối liên h ệ chặt chẽ m cửa nhập ERPT, m ặt lý thuyết lại tìm t hấy chứng hổ trợ cho thực nghiệm Giới thiệu (Introdution) Hiểu tác động biến động c tỷ giá hối đoái l ên giá cần thiết đứng phươn g diện ch ính sách để giúp đo lườn g phản ứn g sách tiền tệ phù hợp vận độn g đồng tiền Nhữn g n ghiên cứu thực nghiệm ch ỉ biến động tỷ giá hối đo giá son g hành từ ngắn hạn đến trung hạn Một nghiên cứu lý thuyết mở rộng, phát t riển qua thập kỷ qua, đưa lý giải c lý h iệu ứn g truyền dẫn tỷ giá hối đo lên giá nhập giá tiêu dùng khơng hồn tồn Nhữn g phân tích thực nghiệm cũn g c ung cấp nh ữn g bằn g chứn g kh ác biệt đán g kể ERPT quốc gia Taylor (2000) đưa luận chứn g cho vấn đề này, đưa giả thuyết rằn g phản ứng giá giao động tỷ giá hối đối phụ th uộc hồn tồn vào lạm phát Bài n ghiên cứu n ày xem xét mức độ ERPT đến giả 12 thị trường Châu Á, Châ u Mỹ Latinh, Trun g v Đông Âu Để đạt điều này, sử dụng chiến lược m h ình hóa McCarthy (2000) sử dụn g nghiên c ứu nước phát t riển Hahn (2003) ứng dụn g quốc gia sử dụng đồn g tiền ch un g châu âu Ch ún g tơi ước lượng mơ hình tự hồ i quy vec tơ, mơ hình gồm đường chuẩn dựa biến số sản lượng đầu ra, tỷ giá hối đoái, giá nhập giá tiêu dùng, lãi suất ngắn hạn giá dầu Phươn g pháp tiếp cận tự hồi quy v ec tơ tính đến yếu tố nội sinh xảy c ác biến liên quan Nh ững cú sốc v ề tỷ giá x ác định cách đặt thích hợp biến liên quan ứn g dụn g chế xá c định hệ số đệ quy Vì việc đặt thứ tự biến quan trọng nên tiến hành phân tích độ nhạy trật tự biến thay đổi Để so sánh, ch úng tơi cũn g đánh giá mơ hình so sánh với chuẩn m ực n ước phát triển, cụ thể quốc gia sử dụng đồn g tiền chung châ u âu, Mỹ Nhật Bản Kết xá c nhận rằn g E RPT suy giảm theo chuỗi giá cả, ngh ĩa hiệu ứng truyền dẫn t ỷ giá lên giá tiêu dùn g thấp h ơn so v ới giá nhập Cũn g có chứn g cho thấy ERPT n ước phát triển thấp, đặc biệt trường h ợp Mỹ ảnh h ưởng lên giá tiêu dùng Nhật Phù hợp với nh ữn g n ghiên cứu trước đây, ERPT khu vực đồn g tiền chung châ u â u có ph ần c ao so v ới Mỹ, c ả giá nh ập v giá tiêu dùng Phân tích ch ún g tơi cũn g phần thay đổi lối suy nghĩ thông thườn g rằn g EPRT nước cao n ước phát t riển Đối với kinh tế với mức lạm phát số ( đặc biệt quố c gia Châu Á tron g m ẫu chúng tôi), ERPT t hấp không đồn g so với m ức phổ biến nước phát triển Tóm lại, n ghiên cứu chứng thực rõ ràn g m ối quan hệ ch ắc chắn m ức độ ERPT lạm phát, phù hợp với giả thuyết Taylor Kết rõ r àn g sau kh i loại trừ quốc gia ( Ar gent ina Thổ Nhĩ Kỳ) khỏi kh ảo sát, nhữn g trở n gại tron g vi ệc đánh giá liên quan đến tình hình bất ổn vĩ mơ nghiêm trọng thể mẫu hai quốc gia Cuối cùn g, l diện mối liên h ệ ch ặt chẽ mở cửa nhập v ERPT kh i v ề m ặt lý thuyết lại tìm thấy ch ứn g hổ trợ cho thực nghiệm Bài nghiên cứu đánh giá lại nhữn g kết n ghi ên cứu, khám phá độ lớn ERPT mức độ kh ác quốc gia cách ớc lượn g m hình tự hồi quy véc-tơ (VAR) cho thị trườn g m ới nổi, cho kinh tế côn g nghiệp chính, kh u vực đồn g Euro, M ỹ Nhật sử dụng nhóm kiểm sốt Cách tiếp cận phư ơn g trình tương đương sử dụng để tính tới khả nội sinh cao tiềm ẩn biến có liên quan Đơn giản bỏ qua tính tương đương, t hườn g thực h iện đối v ới tiếp cận phươn g trình giản đơn, m an g lại kết độ nghiên g phươn g trình tươn g đươn g Ngồi ra, kh ung mơ hình chọn hay chổ cho ph ép tìm phản ứn g tích cực biến cú sốc ngo ại sinh qua thời gian Các nghi ên cứu ước lượng m hình phươn g trình giản đơn hệ phuơng trình cho m ột quốc gia riêng biệt, cũn g thiết lập nên m hình giản đơn cho tập hợp lớn quố c gia (Choudhri Hak ura-2006, Mihaljek cộng sự-2000) Thay vào đó, nghiên cứu này, ch ún g tơi ứn g dụng cách tiếp cận hệ thống đến số lượng đán g kể quốc gia khu v ực thị trườn g m ới giới, c ụ thể ch âu Á, châu Mỹ Latinh, Trung Đông Âu Đồng thời, ch úng sử dụn g c ùng cách tiếp cận đối v ới kinh tế công nghiệp lớn, để bảo đảm cho kết có lợi so sánh quố c gia Bằng cách ước lượng mơ hình m ỗi quố c gia phạm vi thời gian lâu có thể, thêm nữa, chúng tơi xốy vào m ức độ xác cao việc ước lượng hiệu ứn g truy ền dẫn cho quốc gia Về mặt này, yếu tố quan t rọng cho phân tích vi ệc tạo sở liệu thích hợp so sánh cho quốc gia theo hàng quý, thách thức lớn việc đưa m ột sở liệu chất lượn g sẵn có kinh tế thị truờng Điều cũn g gi úp đáp ứng yêu cầu cách tiếp cận hệ thống dựa số lượng lớn tươn g đối biến phép độn g lực đủ lớn tránh độ n ghiêng biến Sau đó, tác giả sử dụn g kết quốc gia để kiểm tra cách suy nghĩ thông thường rằn g ERPT thị truờn g m ới cao so với kinh tế công n ghiệp để điều tra m ẫu hiệu ứn g truyền dẫn tỉ giá quốc gia mối tương quan với nhau, t heo McCarthy (2000), Cho udhri Hakura (2006) Cho dù ERPT có cao hay khơn g thị truờng nổ i vấn đề định cán cân thươn g mại cũn g định lựa chọn ch ế độ tỷ giá quố c gia M ức tương đối cao hiệu ứng truyền dẫn n uớc đan g phát triển cũn g xem nguyên nhân nước phát t riển “sợ thả nổ i tỉ giá” m inh chứn g bằn g tài liệu Đây cũn g v ấn đề, hiệu ứn g tr uyền dẫn thấp c ác thị trườn g m ới khơi gợi lên sức mạnh thị truờng anh n ghiệp nh ữn g quốc gia đan g tăn g lên khơn g giảm, xu h ướn g tồn cầu hóa Tuy nh iên, thị trường nổ i thể đặc điểm đặc biệt quan trọng gây khó kh ăn cho việc đạt ước tính đán g tin cậy ERPT Nh iều nước châu Á theo đuổi sách linh hoạt nhắm đến kiểm sốt tỷ giá Các nước Trung Đôn g Âu trải qua thời kỳ biến đổi kinh tế thập niên 1990 Cuối cùn g Thổ Nhĩ Kỳ vài nuớc châu Mỹ Latinh trải qua tình trạng bất ổn vĩ m ô với đặc điểm t ỷ lệ lạm phát cao và/hoặc m ức dao độn g m ạnh tỷ giá lãi suất Kết ch úng ch ỉ ủn g hộ phần quan điểm phổ biến rằn g m ức độ ERPT cao thị truờng nổ i so v ới quốc gia phát triển (lấy mức chuẩn Mỹ, khu vực đồng Euro Nh ật) Đặc biệt hơn, nhận thấy rằng, kinh tế m ới với lạm phát thấp (đán g ch ú ý châu Á) hiệu ứng truyền dẫn đối v ới giá tiêu dùn g nhỏ Liên quan đến vấn đề này, n ghiên cứu nhìn chung ủn g hộ giả thuyết Taylor, tìm bằn g chứng có tươn g quan thuận “hiệu ứn g truyền dẫn” lạm phát thị truờng m ới Mối tương quan dường có ý n ghĩa thống kê v ới nhữn g h ệ thống xác định kh ác nha u kh i xem xét nuớc bên n goài bị loại trừ Nh n ghiên cứu liên quan, nh ìn chung vai trò việc m cửa thuơng m ại mờ nhạt sau kiểm soát tỷ lệ lạm phát Tổng quan kết nghiên cứu trước (literature review) Hơn h thập kỷ qua nhiều n ghiên cứu k inh tế lớn v ề hi ệu ứng truyền dẫn tỷ giá hối đối (ERPT) cơng bố Bắt nguồn từ nhiều quan điểm khác nha u, nghiên cứu thực n ghi ệm kiểm định v trò ERPT t rong kinh tế nhỏ lớn Các n ghiên cứu đưa trường hợp n ước phát triển bao gồm An derton (2003), Campa Go ldberg (2004), Campa cộng (2005), Gagnon Ihrig (2004), Hahn (2003), Ihrig cộn g (2006) McCarthy (2000) Cũng có n ghiên cứu ứn g dụng n ền kinh tế thị trườn g m ới nổi, bao gồm so sánh quốc gia Choudhri Hakura (2006), Frankel v cộng (2005), Mihaljek cùn g cộng (2000) Theo truyền thống nhà kinh tế học đưa nhữn g giả định đơn giản hóa, giá hàn g hóa trao đổi – biểu thị cùn g loại tiền tệ - bằn g quốc gia, tức thỏa điều kiện n gan g sức mua Tuy nhiên, theo giả định nhìn ch un g ủng hộ, trường hợp m ẫu nhỏ khoảng thời gian n gắn đến trun g hạn Ph ù hợp v ới chứn g này, n ghiên cứu lý thuyết công bố hai thập kỷ qua đưa nh ững giải thích khác cho việc E RPT khơng hồn chỉnh Trong nghiên cứu Dornbusch (1987) minh chứng hiệu ứn g truy ền dẫn không hoàn chỉnh phát sinh từ nhữn g doanh n ghiệp hoạt độn g tron g nh ữn g thị trườn g có đặc trưng cạnh tranh khơng ho àn hảo điều chỉnh cộng vào giá vốn (không điều ch ỉnh giá bán) để phản ứn g lại với cú sốc tỷ giá hối i Bur stein cộn g (2003) t hay lại nhấn mạnh vai trò n guồn đầu vào nước (khơn g có giao thương) h ệ thống phân phố i hàng hóa giao t hươn g Bur stein cộng (2005) rõ vấn đề đo lường CPI, bỏ qua điều chỉnh chất lượn g tổng thể điều chỉnh lớn hàng hóa giao thươn g Một nguyên nhân khác gây nhiều sức ép lên vai trò c nhà điều hành sách tài khóa tiền tệ, việc bù đắp m ột phần tác động thay đổ i tỷ giá hối i lên giá ( Gagnon Ihrig, 2004) Devere ux Engel (2001) Bacch etta van W incoop (2003) khám phá vai trò thay giá đồn g nội tệ v iệc làm giảm mức độ ERPT Chứn g thực nhữn g cách tiếp cận lý thuyết khác này, ngh iên cứu thực n ghiệm cho kinh tế phát triển nổ i ph át chứn g khôn g hoàn toàn ERPT Các nghiên cứu c ũng cho thấy chứn g khác đáng kể quốc gia, đưa đến m ột câu hỏ i tự nhiên điều định đến hiệu ứn g tr uyền dẫn Cụ thể T aylor (2000) đưa giả thuy ết phản ứn g giá dao động tỷ giá hối đoái rõ ràn g phụ th uộc vào lạm phát Lý việc tươn g quan t huận mức độ thời gian tồn lạm phát, đôi với liên kết thời gian tồn lạm phát h iệu ứng truyền dẫn Mối liên kết sau diễn giải nh sau: thời gian lạm phát càn g lâu, tạm thời nhận thấy chuyển độn g tỷ giá hố i đoái nhiều anh n ghiệp ph ản ứng lại thông qua việc điều chỉnh giá Bằn g chứn g qua n ghiên cứu khác nhìn chung ủng hộ giả thuyết c Taylor T uy nhiên, m ối quan hệ cùn g chiều mức độ hiệu ứn g truy ền dẫn lạm phát dườn g nh thể càn g m ạnh m ẽ thị trường m ới đưa vào giai đoạn lấy mẫu x em xét (thấy rõ bằn g chứn g liệu g Choudhri Hak ura, 2006) Điều không đáng ngạc nhiên, nhữn g tranh luận lý thuyết Taylor trở nên có ý nghĩa tỷ lệ lạm phát cao Một yếu tố định quan trọng khác ERPT, từ quan điểm lý thuyết mức độ m cửa thương mại quốc gia Liên hệ trực tiếp hai biến số cùn g chiều: quốc gia càn g m cửa, ch uyển động tỷ giá hối đoái càn g tr uyền tải nhiều thông qua giá nhập kh ẩu vào thay đổi CPI T uy nhiên, tình hình trở nên phức tạp m ột chún g ta tính đến yếu tố lạm phát tương quan nghịch với độ mở cửa, nh phát n gh iên cứu thực n ghiệm c Rom er (1993) Điều làm nảy sinh kênh gián tiếp, từ độ mở thương m ại có tương quan nghịch với lạm phát, m ức độ hiệu ứn g truyền dẫn theo giả thuyết Taylor Nhữn g kênh trực tiếp gián h ướn g đối lập nha u dấu hiệu tổng thể tương quan hiệu ứn g truyền dẫn độ m cửa tươn g quan thuận lẫn tươn g quan nghịch Các n ghiên cứu n ay ước lượng m hình phươn g trình giản đơn hệ ph uơn g trình cho quố c gia riên g biệt, thiết lập nên mơ hình giản đơn cho m ột tập hợp lớn quốc gia (Choudhr i Hakura-2006, Mih aljek cộng sự-2000 Phương phá p nghiên cứu (Methodology and data) Phân tích thực h iện bằn g cách sử dụn g m hình VAR tiêu ch uẩn sau: Trong đó,Yt đại diện cho vector biến nội sinh, c hằn g số, Ф biểu thị cho ma trận h ệ số tự hồi quy ε sai số Xác định cấu trúc cú sốc bằn g cách xếp trật tự biến ứn g dụn g ph ân tích Cho lesky để giảm sai số ε c m a trận hiệp phươn g sai Khi quan điểm phân tích, m ột mơ hình Var gồm biến số tươn g tự mơ hình giới thiểu McCathy năm 2000 Hahn năm 2003 phát triển Mơ hình VAR chuẩn áp dụng cho nhiều nước khác bao gồm số giá dầu oilt, biến số sản lượn g đầu r a y t, tỉ giá et, số giá nhập p imp t, số tiêu dùng cpit, biến lãi suất ngắn hạn it Tỉ giá hối đoái biến số giá nh ững biến số phân tích ch ún g ta Biến số sản lượn g đầu giá dầu đề cập để nắm bắt ảnh hưởn g đến nh ữn g lĩnh vực thực kinh tế Việc phân tích đưa lãi suất vào cho phép thị trường tiền tệ , gồm tác độn g sách tiền tệ ảnh hưởng đến mối quan hệ hiệu ứng truyền dẫn Trong mơ hình chuẩn, nhữn g biến số theo thứ tự Việc sử dụng hàm đệ quy n gụ ý rằn g nhữn g biến độn g m ang tính tạm t hời ảnh hưởn g đến biến số tương ứn g biến số xếp giai đo ạn sau, khơng có tác độn g đến nhữn g biến số xếp trước Vì v ậy h ợp lý để lấy biến số ngoại sinh nhất, trường hợp n ày giá dầu Những biến độn g c giá dầu ảnh h ưởn g tạm thời đến tất biến số c hệ thống nhưn g giá dầu khơng để bị ảnh hưởn g tạm thời biến động khác Những biến số hệ thống sản lượn g đầu tỉ giá hối đoái Với cách xếp chún g ta ngầm giả định tác động m ang tính chất tạm thời việc biến động tỉ gía có m ột độ trễ định vi ệc tác độn g biến độn g tỉ giá hối đoái đến yếu tố sản lượn g đầu Nh ữn g biến số giá xếp v theo tạm thời bị ảnh h ưởn g tất biến động đề cập Theo ch uổi giá cá, trước h ết giá nhập sau giá t iêu dùn g cho phép tác độn g tạm thời giá nhập đến giá tiêu dùn g khơn g ho àn tồn n gược lại L ãi suất xếp sau cùn g kể đến thị trường tiền tệ phần sách tiền tệ để phản ứng tính tạm t hời với tất biến số mơ hình Đặc điểm kỹ thuật thể hi ện vài lựa chọn hợp lý t rong điều kiện biến số rỏ ràng x ác định hợp lý Vì vậy, sau ch úng ta thực phân tích độ nh ạy sử dụn g hai g thức cho mơ hình khác Thu thập số liệu (lấy mẫu) Xử lí số liệu Trong ngh iên cứu tác giả tập trung phân tích v quốc gia thuộc ba kh u vực lớn giới, châ u Á (Trung Quốc, Hàn Quốc, Sin gapor e, Đài Lo an Hồng Kôn g), Trung Đôn g Âu ( Cộn g hò a Séc, Hungary, Ba Lan) Thổ Nhĩ Kỳ, Mỹ Latinh (Argentina, Chile Mexico) Chọn lựa tập hợp quố c gia thị trường đan g nh ữn g kh u vực Đối với quốc gia, tập hợp liệu quý thu thập, thời gian trở v ề trước càn g tốt Giá dầu đại diện số giá dầu thơ tính đồn g đô la Mỹ Biến sản lượn g đầu chọn GDP, vài trường hợp sử dụn g sản lượn g sản x uất công n ghiệp để thời gian lấy mẫu dài h ơn Đối với tất nước,tỷ giá m sử dụng tỷ giá danh nghĩa đa phương Hơn n ữa, giá nhập giá tiêu dùn g nội tệ sử dụn g, ngoại trừ Trung Quốc - bị giới hạn phân tích giá tiêu dùn g giá nhập khơn g có sẵn Cuối cùng, g cụ sách tiền tệ đại diện m ột mức lãi suất ngắn hạn Bởi thời gian lấy mẫu ph ụ thuộc vào liệu sẳn có, liệu khác n ước Mức độ ERPT m ỗi nước tính bằn g cách dự tính đặc điểm mơ hình (1) cho v ector biến nộ i sinh lựa chọn, đưa vào ch uỗi liệu liên t ục Các kiểm tra n ghiệp đơn vị rằn g h ầu hết biến quốc gia n ghiên c ứu biến khôn g dừn g (ch ỉ có m ức lãi suất tìm thấy dừng m ột số trường hợp), kiểm tra đồn g liên kết, Johansen cung cấp chứn g yếu v ề m ối quan hệ cân bằn g dài h ạn biến số nước Với nh ững đặc tính liệu, VAR sai phân bậc biến không dừng thể đặc điểm kỹ thuật ph ù hợp với mơ hình Nếu ủng hộ VAR sai ph ân bậc dẫn đến việc n gược với m hình Vector sửa lỗi (VECM), dẫn đến lỗi kỹ thuật, xuất đồn g liên kết Tuy nhiên, lựa chọn ch úng cũn g cho rằn g việc phân tích: ( i) tập trung vào ngắn hạn thay m ối quan h ệ cân dài hạn biến, (ii) bị hạn chế m ẫu có thời gian ngắn có sẵn số kinh tế thị trườn g m ới nổ i Một lựa chọn thay khả thi có m hình VAR cấp độ biến Tuy nhiên, điều đáng nói ước tính mức độ kỹ thuật VECM khôn g tránh vấn đề (xem, ví dụ, Favero,2001) Trong xuất đồng liên kết, ph ươn g pháp cũ chịu ảnh hưởng thơng số hóa vượt m ức tính hiệu VECM tạo ước tính khơng phù hợp n ếu vector đồng liên kết không đún g áp dụn g m ô hình Cụ thể hơn, m ô hình VAR sai phân bậc biến khôn g dừn g bao gồm Δoilt, Δyt , Δet, Δpim pt, Δcpit cuối cùng, tùy thuộc vào kết đầu kiểm tra nghiệp đơn vị hay i Δit Tất mơ hình ước tính với m ột số biến giả thời vụ Độ trễ VAR đố i với m ỗi quố c gia xác định cách xem xét tiêu chí thơng tin khác cũn g tốt m ột số kiểm t chi tiết thuộc tính Tiêu chí thơng tin sử dụn g để giúp xác định độ trễ tối ưu, nh ưn g định c uối cùn g dựa kiểm tra t huộc tính áp dụng cho m hình thay 10 Nội dung cá c kết nghiên cứu (Resul ts) Các ước tính ERPT lên giá nhập v giá tiêu dùn g cho tất nước thị trường nổ i mẫu chúng tơi tóm tắt g theo trục thời gian, c ụ thể sau quí quí Đối với hầu hết quốc gia kết chún g tơi nhìn chung dường đán g tin cậy số CPI giá nhập ERPT thấy giảm theo chuỗi giá cả, tức đối v ới giá nhập cao so với giá tiêu dùn g Cụ thể, m ột năm sau cú sốc h iệu ứn g tr uyền dẫn v giá nhập nhận thấy cao theo thống kê xoay quanh mức trườn g hợp Ar gentina, Ch ile, Hungary, Mexico, Polan d Thổ Nhĩ kỳ thấp chút Cơn g hịa Czech Hàn Quốc thấp hầu hết quốc gia châu Á khác ERPT đến CPI c ao Hungary Mexico Tuy nhiên, Châu Á, h iệu ứn g tr uyền dẫn đến CPI nhận thấy thấp cho quí quí Về Sin gapore, kh i ước lượn g điểm hệ số tìm thấy âm, khơng có ý nghĩa c o Tác giả áp dụng cùn g phươn g ph áp kh u vực đồng euro, Mỹ Nhật Bản để đánh giá x em mức độ h iệu ứn g truyền dẫn có cao h ơn thị trườn g hay không Bảng cho thấy ch ứn g khu vực đồn g Euro m ạnh phù hợp với ước tính nghiên cứu khác sử dụng ph ươn g ph áp tươn g tự (x em Hahn, 2003) cũn g phù hợp với ước tính sử dụn g phươn g pháp thay (ví dụ Anderton, năm 2003, Cam pa et al., năm 2005, giá nhập khẩu) Các ước tính đố i với Hoa Kỳ ph ù hợp với trí chung rằn g hiệu ứng truyền dẫn tỷ giá thấp Hoa Kỳ, giá nhập giá tiêu dùng (xem Gagnon Ihrig, năm 2004, cho giá tiêu dùn g) Tại Nhật Bản, ảnh hưởn g tỷ giá vào CPI tìm thấy r ất nhỏ h sau quí quí Về khoản mục giá nhập khẩu, ước tính cho Nhật Bản c ao kh u vực đồn g Euro Mỹ, mặt thống kê phù h ợp với hiệu ứn g truyền dẫn sau năm So sánh ước tính hiệu ứn g truyền dẫn kinh tế tiên tiến nổi, kết phần đảo lộn suy nghĩ thông thườn g r ằng mức độ ERPT thị trườn g luôn cao so với n ước phát triển Cụ thể hơn, ch ún g thấy n ền kinh tế nổ i lạm phát thấp (điển hình kinh tế châu Á) hiệu ứn g truyền dẫn lên giá tiêu dùn g cũn g thấp Bước phân tích để có số hiểu biết yếu tố kinh tế vĩ m ô định ERPT Tác giả bắt đầu bằn g vi ệc khám phá xem liệu phù hợp với giả thuyết Taylor có bằn g chứn g tươn g quan thuận hiệu ứng tr uyền dẫn lạm phát hay khơng Để minh họa tác giả bắt đầu phân tích trực quan kiểm tra mối quan hệ m ức độ ERPT sau năm l ạm phát cho thị trườn g m ới m ẫu (xem hình 1) Hình 1: Hiệu ứn g truyền dẫn lên giá tiêu dùng so với lạm phát trung bình thị trường (Trục tung: phản ứng tích lũy giá tiêu dùng đố i với cú số c tha y đổi 1% tỷ g iá sau m ột năm ; trục hồnh: lạm phát trung bình giai đoạn ước tính) 11 Lưu ý: Mơ hình sử dụn g mơ hình đườn g sở (xem văn để biết chi tiết) Các quốc gia biểu đồ là: Argentina (AG), Thổ Nhĩ Kỳ (TK), Mexico (MX), Cộng hòa Séc ( CZ), Hungary ( HN), Ba Lan (PL), Chile ( CL), Hàn Quốc (KR), Trung Quốc ( CN), Hon g Kong ( HK), Đài Loan (TW), Sin gapore ( SG) Như hình 1, hai nhóm quốc gia x ác định Nhóm quốc gia thứ nhất, lạm phát hàng năm trung bình 10% so với m ẫu, có mức độ ERPT thấp (nhìn chung 10%) Nhóm thứ i, l ạm phát trung bình rõ ràn g cao h ơn - từ 10% đến 20%, ERPT lên giá tiêu dùng cao đáng kể (kho ảng 40%) Nhóm quố c gia n ày dườn g cun g cấp hỗ trợ cho giả thuyết Taylor Hai nước khác mẫu Argentina Thổ Nhĩ Kỳ, dườn g nh rõ ràn g n goại lệ, chúng v ừa có mức lạm phát trung bình cao (trên 60%) vừa có hiệu ứng truyền dẫn lên giá tiêu dùng thấp Kiểm tra đơn giản qua hình ảnh biểu đồ cho thấy đưa hai nước n ày vào phân tích, giả thuyết Taylor bị ph vỡ T uy nhiên phương pháp VAR không phù hợp cho nước mà có bất ổn định kinh tế vĩ mô nghiêm trọng phản ánh tỷ lệ lạm phát cao hay siêu lạm phát Lấy ví dụ Argent ina, v iệc m rộn g mẫu nhiều báo h iệu có gia tăng m ạnh đột ngột biến tài phân tích (sau phải điều chỉnh đến m ức độ thông thường hơn) Bằn g cách hạn chế thời gian lấy mẫu để loại trừ giai đoạn lạm phát cao, thay vào đó, khơng th u gọn lại chiều dài liệu mà làm cho m ẫu ngắn hơn, thành phần nhỏ hơn, việc làm sai lệch, nh ằm khoanh v ùng giai đoạn lạm phát cao Ví dụ trường hợp kết thúc với giai đoạn lạm phát cao, ổn định kinh tế vĩ mơ cịn đan g tiếp diễn, v đối chiếu với định gía cao đồng tiền (hồi ph ục từ mức giảm giá mạnh giai đoạn siêu lạm phát) Do đó, tron g nhữn g trườn g hợp khó để phục hồi mối quan hệ chuyển độn g tỷ giá tăng mơi trườn g kinh tế khơng ổn định Ph ươn g pháp VAR nói ch un g m ọi phương pháp ước tính kinh tế khơng có khả năn g có cá c phương pháp đo lường mức độ hiệu ứng truyền dẫn ý n gh ĩa giá cả, tỷ giá hối i lãi suất biến độn g m ức Ngược lại, 12 nội hàm kinh tế Taylor dườn g tìm thấy chứng hỗ trợ loại trừ Thổ Nhĩ Kỳ Ar gent ina khỏi mẫu Ấn tượng trực quan mối tương quan thuận hi ệu ứn g truyền dẫn lạm phát xácđịnh bằn g hai biện pháp đo lườn g tươn g quan ch uẩn – phương pháp Pearson, phươn g pháp xếp hạn g h ệ số tươn g quan Sp earm an – m ức độ tươn g quan hiệu ứng truyền dẫn số yếu tố định hợp lý Các kết thể Bảng Các số liệu đo lường xác nhận r ằn g có m ối tương quan thuận hiệu ứn g tr uyền dẫn lạm phát trục thời gian qúi q Hệ số tươn g quan có ý n ghĩa trường hợp hệ số tươn g quan Pearson Sp earman hai trục thời gian 8- quý mức ý n ghĩa 1% Các số liệu đo lườn g khác bất ổn kinh tế v ĩ mô cũn g tươn g quan thuận với ERPT, mức độ ý n gh ĩa i ch un g nhỏ T ươn g tự Choudhr i Hakura (2006) McCarthy (2000), ch úng tơi tìm thấy bằn g chứn g v ề mối quan hệ thuận ERPT đố i với giá tiêu dùng m ức độ mở cửa Phát xem đán g ngạc nhiên hy vọn g mối quan hệ thuận trực tiếp biến, kết từ kênh chuyển giao từ nhập đến giá tiêu dùng Một cách để hợp lý hóa kết khó hiểu trước x em xét mối tương quan n gược chiều lạm phát độ m cửa theo báo cáo Romer (1993) Sau kiểm so át lạm phát, hệ số tương quan hiệu ứn g truyền dẫn độ mở cửa ch uyển sang th uận, khơng có ý n gh ĩa thống kê Ngoài ra, t rong viết này, tác giả đánh giá lại nh ữn g nghiên cứu nhạy cảm đến hàm đệ quy m ột số thay đổi biến Tác giả ước lượn g lại m hình với hai hàm đệ quy thay thế, dựa h cách x ếp biến thay ph ân tích Cholesky Ban đầu, áp dụn g ph ươn g án xếp thay nh sau (mơ hình thay 1), oilt , it, yt, et, pimp t, cpit, m cụ thể m ức lãi suất đặt trước tỷ giá hối đo ái, ví dụ Choudhri cộn g (2002) đề x uất Việc đặt cho phép thể hi ện phản ứn g tạm t hời tỷ giá hối đối thay đổi g cụ sách tiền tệ Điều giải thích t rên sở x em xét carry-trade tiêu ch uẩn, theo lãi suất cao (trong nh ững thứ khác n gang bằn g nhau) làm cho đồn g tiền hấp dẫn bằn g cách khai thác thất bại m ua bán chênh lệch giá Ư ớc lượn g hiệu ứn g truyền dẫn theo phươn g án hàm đệ quy thay nói chung giốn g với ước lượn g thảo luận phần trước (xem bảng 8) Một ngoại lệ trường hợp Hun gary, với ước lượng ERPT giá nhập v CPI sụt giảm đán g kể Về giá nhập khẩu, trước năm sau c ú sốc hệ số hiệu ứn g tr uyền nhận thấy cao khơng có ý nghĩa khác biệt với m ức Ar gentina, Mexico Ba Lan Trong trường hợp Chi le, hệ số hiệu ứn g truyền lên giá nh ập nhận thấy thấp gần mức độ Cộng hòa Czech Hàn Quốc m ột năm sau cú sốc (ở khoản g 0,7 - 0,8) Một năm sau c ú số c, m ức độ hiệu ứn g tr uyền lên giá nhập thấp với trường hợp Singapore Đài Loan, m ặc dù Sin gapore hiệu ứn g truy ền lên giá nhập tăng lên đáng kể hai năm sau cú sốc Về CPI, hệ số h iệu ứng truyền trước nhỏ giá nhập Hệ số nhận thấy cao m ột năm sau cú sốc Cộn g hò a Séc, Mexico Ba L an Ở ch âu Á, ERPT đối v ới giá tiêu dùn g lần nhận thấy thấp Một lần nữa, trường hợp Sin gapore, ước lượn g điểm hệ số nh ận thấy âm, không ý n ghĩa gần mức Kết tổng thể khôn g thay đổi tất nước với m ức lạm phát trung bình 10% có đặc điểm ERPT ước tính có mức độ vừa phải Nh trước Ar gent ina v T hổ Nhĩ Kỳ bị loại r a h iệu ứng truy ền lên giá tiêu dùng thấp Nếu loại trừ i quốc gia này, tươn g quan thuận hiệu ứng 13 truyền lạm phát nhận thấy dươn g sau quý, m ặc dù m ức độ ý nghĩa thấp so v ới kịch mà chún g x em xét (xem g 9) Các số liệu đo lường khác bất ổn kinh tế v ĩ m ô c ũng tươn g quan thuận với mức độ ERPT mức ý nghĩa khác m ốc năm thứ hai Cuối cùng, lần tác khơng tìm thấy chứn g m ối quan hệ thuận m an g ý n gh ĩa thốn g kê E RPT độ mở, sau ki ểm sốt lạm phát Mơ hình thay thứ hai bao gồm nhữn g điều chỉnh biến đưa vào đặt thay trật tự biến phân tích Cholesky Trong mơ hình trước đó, tác giả đưa v biến giá dầu mà có t hể thể ảnh h ưởng phía nhà cung cấp chi phí giao t hươn g, đó, ắc h ẳn giúp loại bỏ hợp lý ảnh hưởng ngoại sinh tỷ giá từ ảnh hưởng chi phí giao thươn g Một lập luận tươn g tự áp dụn g gia t ăng giá nội địa Do đó, mơ hình thay tác thay giá dầu giá sản xuất nội địa ppit, tính đến cần thiết m ột mơ hình tiết kiệm Biến thay để sử dụn g cho mục đích tiền lương Tuy nh iên biến n ày khơn g có sẵn liệu số lượng lớn nước xem xét Liên quan đến thay đổ i trật tự biến, mơ hình thay thứ 2, chún g tơi theo quan điểm lý thuyết mạnh m ẽ cách giả định tỷ giá hối đối khơn g bị ảnh hưởn g tạm thời nh ững cú sốc đánh vào biến khác hệ thống, nghĩa đặt vị trí dẫn đầu tron g trật tự biến sau: et, pimp t, y t, ppi t, cpit, it Có m ột nghiên cứu lớn thảo luận ERPT sở mơ hình cấu trúc khác nhau, đến k ết luận lý thuy ết khác liên quan đến việc định tỷ giá hối i tùy th uộc vào giả định mô hình (xem ví dụ Marston, năm 1990, Dev ere ux et al., 2006) Trong mơ hình n ày, vai trò đặc biệt quan trọng giả định liệu công ty định giá bằn g đồng tiền nội tệ nơi họ bán sản phẩm hay đồn g tiền nơi sản xuất sản phẩm T rong mơ hình cung cấp nhữn g hiểu biết chặt chẽ kh niệm ERPT tùy thuộc vào giả định khác nha u mơ hình, chúng ho àn tồn có x u h ướn g kết luận m ạnh m ẽ liên kết tạm thời tỷ giá hố i đoái tập hợp n guyên tắc c hợp lý Tất n ghiên cứu n ày tiềm năn g phê bình r ằng biến kinh tế vĩ mơ có khả năn g giải thích t ỷ giá hối i ngắn hạn đến tr ung hạn Đặc biệt, thật khó để phát đảo chiều tỷ giá hố i đoái thực - biến độn g dường th úc đẩy gia tăn g tỷ giá hối đối danh nghĩa mà khơng phải dễ dàn g ph ù h ợp với nhữn g giải thích Đối với điều này, mơ hình thay số cho phép tỷ giá hố i i bị ảnh hưởn g nh ững cú sốc biến khác với m ột độ trễ, đồng thời thừa nhận rằn g c ác y ếu tố khác có xu hướng ch i phối (các yếu tố khác “ giao dịch nhiễu” thông tin khơng hồn hảo - hai điều r ất quan trọn g bối cảnh thị trườn g đan g nổi) Mặc dù m hình tươn g đối khác nha u, c ác k ết mà chúng tơi có tương tự với kết thảo luận phần trước (Bảng 10 11) Hiệu ứn g truyền đến giá nhập nhận thấy gần bằn g 1, sau mốc thời gian hai n ăm, Ar gent ina, Ch ile, Hun gary, Ba L an, Mexico Thổ Nhĩ Kỳ, ước tính thấp nhiều quốc gia châ u Á v Cộng hịa Czech Hiệu ứng truyền lên giá tiêu dùng nhìn chun g nhận thấy thấp so với hiệu ứn g truyền lên giá nhập tất quốc gia vài quốc gia châ u Á gần bằn g sau mốc thời gian hai năm Lặp lại phân tích tươn g quan, ch úng tơi ln tìm thấy ch ứng quán mối quan hệ thuận có ý n ghĩa hiệu ứn g truyền lên số CPI lạm phát (ở mức 1%), sau loại trừ Argentina Thổ Nhĩ Kỳ khỏi mẫu nghiên cứu (xem Bản g 12) Các hệ số tươn g quan hi ệu ứn g truyền lên CPI số liệu đo lườn g lại bất ổn kinh 14 tế vĩ m ô c ũng dương luôn ý n ghĩa thống k ê cho tất m ốc thời gian xem xét Sự liên kết hiệu ứn g tr uyền lên CPI v độ m m ột lần n ữa dươn g, sau kiểm sốt lạm phát, khơn g có ý n ghĩa thống kê Kết luận (C onclusions) Bài n ghiên cứu n ày c ung cấp bằn g chứn g thực ngh iệm hình mẫu giới ERPT lên giá nội địa dựa mơ hình tự hồi qui v ectơ cho lượng đán g k ể quốc gia, bao gồm lượng lớn quốc gia thị trường từ khu vực giới nhóm kiểm sốt n ước côn g n ghi ệp Ở tất quốc gia kết ERPT suy giảm theo ch uỗi giá Phân t ích phần đảo lộn lối suy n ghĩ thông thường ERPT kinh tế m ới luôn cao đán g kể so với k inh tế phát t riển Đối với thị trườn g m ức độ lạm phát hàn g năm số (h ầu hết n ước Châu Á) ERPT thấp không kh ác biệt đán g kể so với mức độ ERPT nước phát triển Nhìn theo m ột phương diện ch ung hơn, tác giả nh ận thấy rằn g m ối liên kết h iệu ứn g truyền dẫn lạm phát có ý nghĩa thống kê nước Argentina Thổ Nhĩ Kỳ đưa khỏi mẫu, v ậy kết dường khơng đáng tin cậy Thêm vào đó, Bằng chứng mối tương quan thuận hiệu ứn g truyền dẫn độ m cửa dường yếu mối tương quan hiệu ứn g truyền dẫn lạm phát, mức lạm phát kiểm soát Tài l iệu tham khảo An derton, R (2003), Ext ra-Euro Ar ea Man ufacturin g Import Prices an d Exchange Rate PassThrough, ECB Wo rking Pape r No 219 Bacchetta, P and van Wincoop, E (2003), Why Con sumer Prices React Less than Im port Prices to Exchan ge Rates?, Journal o f European Economic Associa tion, 1, 662-670 Bur stein, A., Eich en baum , M and Rebelo, S (2005), L arge Devaluations and the Real Exchange Rate, Jou rnal of Political Econom y, 113, 742-784 Bur stein, A., Nev es, J an d Rebelo, S (2003), Distribution Co sts an d Real Ex chan ge Rate Dynamics Dur in g Exchan ge- Rate-Based-St abilization s, Jou rnal of Moneta ry Econom ics, 50, 1189-1214 Campa, J an d Gol dberg, L (2004), Exch an ge Rate Pass-Through into Im port Prices, CEPR Discu ssion Paper No 4391 Campa, J., Go ldberg, L and Gon zález-Mín guez, J (2005), Exchange Rate Pass-Through to Im port Prices in the E uro Are a, Fed era l Reserve Bank o f New York Staff Pape r No 219 Choudhri, E and Hak ura, D (2006), Ex chan ge Rate Pass-Through to Dom estic Prices: Does the Inflationary Environm ent Matter?, Journal of In ternational Money and Finance, 25, 614639 Choudhri, E., Faruqee, H an d Hakura, D (2002), Exchange Rate Pass-Through in Differ ent 15 Prices, IM F Working Pap er, No 02/224 Conover, W (1999), Practical Nonparametric Stat istics, New York: John Wiley and Sons Dever eux, M, an d En gel, C (2001), “Endo geno us Curr ency of Price Setting in a Dynamic Open Economy Model”, NBER Working Paper No 8559 Dever eux, M., Lane, P an d Xu, J (2006), Exchange Rates an d Monetary Policy in Em erging Market Economies, Econom ic Journal, 116, 478-506 Dornbusch, R (1987), Exch ange Rates and Prices, Am erican E conom ic Review, 77, 93106 Fagan, G., Henry, J and Mestre, R (2005), An Area-W ide Mo del (AWM ) for the Euro Area, Economic Modelling, 22, 39-59 Favero, C (2001), Applied Macroeconomics, Oxfor d: Oxford Univer sity Press Frankel, J., Par sley, D an d W ei, S (2005), Slo w Pass-Thro ugh Aroun d the W orld: A New Im port for Developin g Count ries, NBER Wo rking Pape r No 11199 Gagnon, J an d Ihrig, J (2004), Monetary Policy an d Exch ange Rate Pass-Through, Interna tional Journal o f Finance and Econom ics, 9, 315-338 Hahn, E (2003), Pass-Through of External Sho cks to E uro Area Inflation, Eu ropean Central Bank Working Paper No 243.18 Ihrig, J., Mara zzi, M an d Rot hen ber g, A (2006), Exchange Rate Pass-Through in the G-7 countries, Interna tional Finance Discussion Paper No 851, Federal Reserve Boar d of Governors McCarthy, J (2000), Pass-Through of Exchange Rates and Im port Prices to Dom estic Inflation in Some Industrialise d Econom ies, Federal Reserv e Bank of New York Staff Report No 111 Marcet, A (2005), Ov er differ encing VAR's is OK, mim eo, Univer sitat Pompeu Fabr a Marston, R (1990), Pricing to Market in Japan ese Manufacturing, Jou rnal of Internat ional Economics, 29, 217-36 Meese, R an d Ro goff, K (1983), Empirical Exchan ge Rate Models of the Sevent ies: Do they Fit Out of Sample?, Journal of International Economics, 14, 345-73 Mihaljek, D and Klau, M (2000), A Not e on the Pass-Thro ugh from Exchan ge Rate an d Foreign Price Chan ges to Inflation in Selected Emer gin g Market Economies, BIS Pape rs, 8, 69-81 Romer, D (1993), Openn ess an d Inf lation: T heory and Ev idenc e, Qua rterly Journal o f Economics, 4, 869-903 Taylor, J (2000), Lo w Inflation, Pass-Through and the Pricing Po wer of Firm s, European Economic Review, 44, 1389-1408 Phụ lục: liệu nguồn Dữ liệu thị trường sử dụng ngh iên cứu khoảng thời gian lấy mẫu tối đa quý n ăm 1975 đến quý n ăm 2004 (xem hàn g c 16 Bảng 1) Đối với kh u vực đồng Euro, Mỹ Nhật Bản, thời gian lấy m ẫu Q1 năm 1983 Mẫu x ác cho quốc gia đan g lên, t ùy thuộ c vào liệu sẵn có, m tả hàn g g Các nguồn tươn g ứng sau: Giá dầu danh nghĩa: theo Thống kê tài quốc tế IMF – IFS trở trước -, giá Brent UK bằn g la Mỹ (dịng thứ 11.276) Sản lượng đầu ra: Chúng sử dụng tổng sản phẩm quốc dân đối v ới Hồn g Kôn g, Hàn Quốc, Sin gapore, Hun gary, Thổ Nhĩ Kỳ, Chile (từ I FS, dòng 99bvp), Nh ật Bản Mexico (OECD), khu vực đồn g e uro (từ ECB Area Wi de Model - từ AWM, xem Fagan v cộng sự, 2005), Đài Lo an Ar gent ina (nguồn quốc gia.), Ho a Kỳ (từ IFS, dòn g 99bvr) Do thiếu liệu sẵn có, ch ún g tơi lựa chọn sử dụn g liệu sản lượn g sản xuất công nghiệp t rường hợp Trung Quốc (n guồn quố c gia), Cộn g hòa Séc ( OECD) Ba Lan (I FS dịn g 66) Tỷ giá hối đối danh nghĩa: Chún g sử dụn g tỷ giá hối đo danh ngh ĩa từ IFS cho tất nước thị trường nổi, nhưn g Hong Kon g, Hàn Quốc, Sin gapore Đài Loan (BI S), Thổ Nh ĩ Kỳ, Mexico (từ OECD) Argent ina (JP Morgan) Đối với Mỹ Nhật Bản, chúng tơi sử dụn g liệu I FS ( dịn g số 0), khu vực đồng euro từ liệu AW M Chỉ số giá nhập : Chúng sử dụn g liệu giá nhập (chỉ liệu hàng hoá) từ IFS ( dòn g 76) cho Mỹ, Nhật Bản, Hàn Quốc, Singapore, Hun gary Ba Lan, từ n guồn thay trườn g h ợp: kh u vực đồng euro ( liệu ECB), Đài Loan, Ar gent ina Mex ico (n guồn quốc gia) Trong trường hợp Chile, kết hợp liệu giá nhập từ dòn g 76 IFS Q4-1995, sau liệu nhập loại trừ lạm phát từ Banco de Chile Do khơng có sẵn liệu, ch úng sử dụn g liệu nhập loại trừ lạm phát Cộng hòa Séc (OE CD OEO), giá trị đơn vị nhập I FS ( dòn g 75) cho Hồng Kông v Thổ Nh ĩ Kỳ Ch ún g không tiếp cận liệu liên quan đến giá nhập cho mẫu trường h ợp Tr ung Quố c Chỉ số giá tiêu dùng: Ch ún g sử dụn g liệu CPI từ I FS ( dòn g 64) cho tất nước ngoại trừ khu vực đồng Euro (HI CP liệu từ AW M), Hong Kon g (BI S), Trun g Quốc Đài Loan (nguồn quốc gia) Chỉ số giá sản xuất : Ch ún g sử dụn g liệu PPI từ I FS ( dòn g 62) cho tất nước ngoại trừ Hon g Kong, Đài Lo an, Ar gent ina T run g Quốc ( n guồn quốc gia ) Lãi suất ngắn hạn: Chún g sử dụng lãi suất thị trường tiền tệ Mỹ, Nhật Bản, Hàn Quố c, Sin gapore, Ba Lan, Thổ Nhĩ Kỳ, Ar gentina, (từ IFS, dòn g 60 b), khu vực đồng euro (từ AWM), Hồng Kôn g (từ BIS), Đài Loan (từ Ngân hàn g Trun g ương Trung Quốc) Ch ún g sử dụn g lãi suất trái phiếu kho bạc Hun gary Mexico (từ IFS, đường 60 C), v lãi suất tiền gửi n gân hàn g Trun g Quốc, Cộng hoà Séc Ch ile (Từ IFS, dòn g 60l) Tỷ lệ Nhập / GDP : Để tính tốn tỷ lệ sử dụn g h àng loạt liệu nhập danh nghĩa (cho hàng hoá dịch vụ, ngoại trừ Trung Quố c bao gồm hàn g hoá) GDP Ch úng sử dụn g liệu nh ập danh nghĩa từ IFS ( đườn g 99b) cho tất n ước ngoại trừ khu vực đồng Euro (ECB), Tr un g Quốc, Singapore, v Đài Loan (nguồn quốc gia) Ch úng sử dụn g liệu GDP danh n ghĩa từ I FS ( dòn g 98c) cho tất n ước ngoại trừ khu vực đồn g Euro (E urostat), Trung Quốc, Sin gapore, Đài Loan (nguồn quốc gia) 17 18 ... HIỆU ỨNG TRUYỀN DẪN CỦA TỶ GIÁ HỐI ĐOÁI Ở THỊ TRƯỜNG CÁC NƯỚC MỚI NỔI Tóm tắt (Abstra ct) Bài nghiên cứu xem xét mức độ truy ền dẫn tỷ giá (ERPT) đến giá 12 thị trường châu Á, Mỹ Latinh,... al., năm 2005, giá nhập khẩu) Các ước tính đố i với Hoa Kỳ ph ù hợp với trí chung rằn g hiệu ứng truyền dẫn tỷ giá thấp Hoa Kỳ, giá nhập giá tiêu dùng (xem Gagnon Ihrig, năm 2004, cho giá tiêu dùn... Cộn g hòa Séc ( OECD) Ba Lan (I FS dòn g 66) Tỷ giá hối đối danh nghĩa: Chún g tơi sử dụn g tỷ giá hối đo danh ngh ĩa từ IFS cho tất nước thị trường nổi, nhưn g Hong Kon g, Hàn Quốc, Sin gapore