LamPhatMucTieu-HieuUngTruyenDanTyGia

Lạm phát mục tiêu – Hiệu ứng truyền dẫn tỷ giá hối đoái – Nền kinh tế mới nổi

LẠM PHÁT MỤC TIÊU CÓ LÀM GIẢM HIỆU ỨNG

TRUYỀN DẪN TỶ GIÁ HỐI ĐOÁI Ở CÁC NỀN

KINH TẾ MỚI NỔI?

Dramane Coulibaly

Paris School of Economics

University Paris 1 Pantheon Sorbonne

Hubert Kempf

Banque de France

Paris School of Economics

Bài nghiên cứu này được khởi xướng khi Dramane Coulibaly tham gia vào vị

trí nghiên cứu ở Ngân Hàng Pháp. Ngân Hàng Pháp không nhất thiết phải chia sẽ ý

kiến về bài nghiên cứu này. Các điều khoản thông báo được áp dụng. Chúng ta rất

biết ơn Isabelle Me1jean và Michel Normandin cho bản dự thảo trước đó. Những ý

kiến và câu hỏi hữu ích từ những người tham gia hội thảo tại CEPII và Ngân Hàng

Pháp được đánh giá cao.

Lớp TCDN Ngày 1 – Cao học K20 GVHD: TS. Nguyễn Khắc Quốc Bảo1


Tóm Tắt:

Trong bài nghiên cứu này chúng ta kiểm tra thực nghiệm sự tác động của lạm

phát mục tiêu đến cơ chế truyền dẫn tỷ giá hối đoái thông qua giá cả ở các nền

kinh tế mới nổi. Chúng ta sử dụng công cụ VAR, công cụ này cho phép chúng ta

sử dụng một bộ dữ liệu trên 27 nền kinh tế mới nổi (15 nước theo đuổi lạm phát

mục tiêu và 12 không theo đuổi lạm phát mục tiêu). Các bằng chứng cho thấy lạm

phát mục tiêu ở các nền kinh tế mới nổi góp phần làm giảm sự lan truyền đến các

chỉ số giá cả khác nhau (giá nhập khẩu, giá sản xuất và giá tiêu dùng) từ cấp độ

cao hơn đến một cấp độ mới có ý nghĩa khác 0. Sự phân tích phương sai cho thấy

sự tác động của những cú sốc tỷ giá hối đoái đến biến động của giá cả ở những nền

kinh tế mới nổi có theo đuổi lạm phát mục tiêu quan trọng hơn so với các nước

không theo đuổi; và sự tác động của tỷ giá hối đoái đến biến động giá cả ở các nền

kinh tế mới nổi có theo đuổi lạm phát mục tiêu giảm sau khi áp dụng lạm phát mục

tiêu.

Phân loại JEL: E31,E52,F41

Từ khóa: Lạm phát mục tiêu, sự lan truyền tỷ giá hổi đoái, công cụ VAR



1. Giới Thiệu

Sau khi New Zealeand khởi xướng lạm phát mục tiêu vào năm 1990, một số

lượng lớn các quốc gia công nghiệp hóa và các quốc gia mới nổi đã thông qua lạm

phát mục tiêu như một chiếc neo danh nghĩa. Trong suốt hai thập kỷ qua, mười

nước công nghiệp hóa và hai mươi nền kinh tế mới nổi1 đã thông qua chính thức

lạm phát mục tiêu như là một công cụ để quản lý trong chính sách tiền tệ. Nhiều

nền kinh tế mới nổi khác có ý định thông qua chính sách tiền tệ này trong một

trong tương lai gần. Do tính dễ bị tổn thương của các nền kinh tế mới nổi bởi các

cú sốc tỷ giá hối đoái, nên một yếu tố quyết định thành công của chiến lược này

chính là khả năng làm giảm tác động của hiệu ứng tỷ giá hối đoái truyền dẫn.

Nhiều bài nghiên cứu cho thấy một sự sụt giảm vể tác động của tỷ giá hối đoái

trong suốt hai thập kỷ qua: liệu điều này có liên quan đến lạm phát mục tiêu?

Nhiều bài nghiên cứu đã cung cấp một vài bằng chứng cho thấy lạm phát mục

tiêu có liên quan đến sự phát triển tổng thể của nền kinh tế (Bernanke và Mishkin

(1997); Svensson (1997); Bernanke etnal (1999) và những người khác). Ball và

Sheridan (2005), một trong số ít bài phê phán về lạm phát mục tiêu, cho rằng việc

thực hiện lạm phát mục tiêu có vẻ không liên quan đến các nước công nghiệp hóa.

Dựa vào ước tính chéo OLS, kết quả chỉ ra rằng việc giảm mức độ và sự biến động

của lạm phát ở các nước có lạm phát mục tiêu chỉ đơn giản là phản ánh hồi quy đối

với giá trị trung bình, tức là, lạm phát sẽ giảm nhanh hơn ở các nước bắt đầu với

lạm phát cao hơn so với các nước ban đầu có lạm phát thấp hơn. Vì các quốc gia

thực hiện lạm phát mục tiêu có mức lạm phát ban đầu cao, nên sự sụt giảm lớn

trong lạm phát ở các quốc gia này chỉ đơn giản là phản ánh một xu hướng cho thấy

biến này trở về mức trung bình của nó. Nhưng nghiên cứu của họ chỉ tập trung ở

các nước công nghiệp hóa và vì thế không thể giải quyết các vấn đề cho các nền

kinh tế mới nổi có lạm phát mục tiêu. Goncalves và Salles (2008) đã mở rộng phân

tích của Ball và Sheridan cho 36 nền kinh tế mới nổi và thấy rằng, đối với các

110 nước công nghiệp theo đuổi lạm phát mục tiêu là Úc, Canada, Phần Lan, New Zealand, Nauy, Tây Ban Nha, Thụy Điển, Thụy Sỹ và Vương quốc Anh. Phần Lan và Tây Ban Nha hiện nay ở trong khu vực sử dụng đồng Euro. 20 quốc gia mới nổi theo đuổi lạm phát mục tiêu bao gồm Brazin, Chilê, Colombia, Cộng hòa Séc, Gana, Guatemala, Hungary, Indonesia, Israel, Hàn Quốc, Mehico, Peru, Philippines, Ba Lan, Rumani, Sécbia, Slovakia, Nam Phi, Thái Lan và Thổ Nhĩ Kỳ.



nước đó, kết quả là khác nhau. Đặc biệt, các nền kinh tế mới nổi áp dụng lạm phát

mục tiêu có kinh nghiệm giảm lạm phát và giảm biến động tăng trưởng nhiều hơn,

thậm chí sau khi phân tích giá trị trung bình.

Bài nghiên cứu hiện tại đóng góp cho nguồn tài liệu về lạm phát mục tiêu bằng

việc phân tích ảnh hưởng của lạm phát mục tiêu lên hiệu ứng truyền dẫn của tỷ giá

lên lạm phát ở các nền kinh tế mới nổi. Điều này được dựa trên giả thuyết của

Taylor (2000) tranh luận rằng hiệu ứng truyền dẫn tỷ giá là thấp hơn trong môi

trường lạm phát thấp. Hoàn toàn đúng như vậy, các công ty trong môi trường lạm

phát thấp mong chờ một độ lệch trong lạm phát kém liên tục hơn và vì vậy sẽ vượt

qua giảm tỷ giá – tạo ra từ việc tăng giá nhập khẩu đầu vào so với giá bán của nó.

Giả thuyết này được ủng hộ bởi bằng chứng thực tế dựa trên tỉ số giá tiêu dùng

cho cả các nước công nghiệp hóa và nền kinh tế mới nổi (xem trong ví dụ Gagnon

và Ihrig, 2001, hoặc Choudhri và Hakura, 2006).Từ lúc Gonçalves và Salles

(2008) chỉ ra rằng lạm phát mục tiêu giúp làm giảm lạm phát ở các nền kinh tế

mới nổi, nó đang được quan tâm phân tích liệu rằng sự chấp nhận lạm phát mục

tiêu dẫn đến việc làm giảm hiệu ứng truyền dẫn của tỷ giá.2

Bài nghiên cứu này đặt vấn đề sử dụng một tập hợp con của 27 nền kinh tế mới

nổi (15 nước lạm phát mục tiêu và 12 nước lạm phát phi mục tiêu).3 Sau phân tích

kiểm định VAR lần đầu tiên bao gồm chỉ số giá tiêu dùng như một loại giá duy

2 Ý tưởng này khám phá bởi Mishkin và Schmidt – Hebbel (2007). Mishkin và Schmidt – Hebbel (2007) đã

nghiên cứu thực nghiệm mối liên kết giữa lạm phát mục tiêu và một vài thước đo hiệu quả kinh tế bao gồm

sự truyền dẫn tỷ giá hối đoái đến giá tiêu dùng. Sử dụng dữ liệu trên 21 quốc gia công nghiệp hóa và quốc

gia mới nổi có theo đuổi lạm phát mục tiêu (gọi là targeters) và 13 quốc gia phát triển không theo đuổi lạm

phát mục tiêu (gọi là nontargeters), họ áp dụng kỹ thuật VAR. Để kiểm tra những sai lệch, họ thông qua

nghiên cứu bằng cách so sánh các hàm phản ứng đẩy trên những quốc gia mẫu khác nhau tùy vào quốc gia

đó có áp dụng lạm phát mục tiêu hay không. Kết quả của những phân tích này chỉ ra rằng hiệu ứng truyền

dẫn lên giá tiêu dùng tiến về 0 ở những nước công nghiệp trước và sau khi theo đuổi lạm phát mục tiêu

(targeters) và ở những nước không theo lạm phát mục tiêu (nontargeters). Tại những quốc gia mới nổi theo

đuổi lạm phát mục tiêu hiệu ứng truyền dẫn tỷ giá hối đoái đến giá tiêu dùng giảm xuống sau khi các nước

này đạt được mục tiêu ổn định, nhưng vẫn giữ mức khác 0 (khác biệt đáng kể so với 0). Tuy nhiên, những

kết quả trong nghiên cứu của Mishkin và Schimidt-Hebbel (2007) vẫn bị sai lệch đôi chút do không có các

nước mới nổi không theo đuổi lạm phát mục tiêu trong nhóm các nước được lựa chọn.

3 Trong đoạn tiếp theo, “targeters” dùng để chỉ những quốc gia mới nổi theo đuổi lạm phát mục tiêu, và

“nontargeters” dùng ám chỉ những quốc gia mới nổi không theo đuổi lạm phát mục tiêu.



nhất, chúng ta thực hiện phân tích kiểm định VAR lần thứ hai bao gồm 2 loại giá

khác: giá nhập khẩu (IMP) và giá sản xuất (PPI). Việc sử dụng 2 loại giá trong

kiểm định VAR cho phép chúng ta trả lời trực tiếp giả thuyết của Taylor. Giảm

hiệu ứng truyền dẫn ảnh hưởng tới giá nhập khẩu nghĩa là; sau khi chấp nhận lạm

phát mục tiêu, hàng hóa nhập khẩu từ nước ngoài của các công ty bán lẻ hấp thụ

một phần lớn cú sốc tỷ giá thông qua sự biến đổi nhỏ trong giá bán của nó. Giảm

hiệu ứng truyền dẫn ảnh hưởng đến giá sản xuất nghĩa là sau khi chấp nhận lạm

phát mục tiêu, công ty nhập khẩu đầu vào từ nước ngoài hấp thụ phần lớn cú sốc

tỷ giá thông qua sự biến đổi nhỏ trong giá của sản phẩm cuối cùng của nó.

Mặc dù sự phản ứng đẩy đưa thông tin về độ lớn của hiệu ứng truyền dẫn của

tỷ giá tới giá trong nước, chúng cũng không thể hiện các cú sốc tỷ giá quan trọng

như thế nào trong việc giải thích sự biến động giá cả trong nước. Vì việc thực hiện

lạm phát mục tiêu yêu cầu chế độ tỷ giá hối đoái linh hoạt nên lạm phát mục tiêu

dẫn đến sự biến đổi lớn trong tỷ giá hối đoái. Vì vậy, thậm chí nếu lạm phát mục

tiêu dẫn đến sự sụt giảm trong hiệu ứng tỷ giá truyền dẫn tới giá trong nước, nó

vẫn có thể dẫn đến sự giảm nhẹ sức ép tỷ giá tới biến động của giá trong nước. Do

đó, để đánh giá ảnh hưởng của sức ép tỷ giá tới biến động của giá trong nước,

chúng ta tiến hành phân tích biến thiên của giá trong nước.

Kết quả chính của bài nghiên cứu này là những điểm sau. Sự chấp nhận lạm

phát mục tiêu ở các nền kinh tế mới nổi làm giảm hiệu ứng tới giá tiêu dùng từ

mức cao ban đầu tới một mức mới, tuy nhiên vẫn duy trì cách biệt lớn với 0. Đối

với những nước mới nổi không theo đuổi lạm phát mục tiêu, hiệu ứng truyền dẫn

đối với giá tiêu dùng gần bằng 0 (không có nhiều khác biệt so với 0) trước năm

1999 và có xu hướng tích cực sau năm 1999. Bằng việc so sánh lạm phát ở các

nước mới nổi theo chế độ lạm phát mục tiêu sau khi chấp nhận lạm phát mục tiêu

với các nước mới nổi không theo chính sách lạm phát mục tiêu sau năm 1999, hiệu

ứng truyền dẫn đến giá cả tiêu dùng không khác biệt nhiều giữa 2 nhóm nước này.

Sự sụt giảm của hiệu ứng tỷ giá truyền dẫn tới giá tiêu dùng tại các quốc gia mới

nổi có lạm phát mục tiêu có thể quy cho việc sụt giảm của hiệu ứng tỷ giá truyền

dẫn đối với chuỗi giá. Hiệu ứng truyền dẫn đối với giá nhập khẩu và giá sản xuất

bị giảm nhiều trong các nền kinh tế mới nổi có theo đuổi lạm phát mục tiêu sau khi



chấp nhận khung lạm phát mục tiêu. Những kết quả này được chứng thực bằng các

phân tích sự biến thiên. Các phân tích sự biến thiên chỉ ra rằng cú sốc tỷ giá giải

thích một phần quan trọng trong biến động giá cả tại các nước theo đuổi lạm phát

mục tiêu, trong khi ảnh hưởng của của cú sốc tỷ giá tới biến động giá ở các nước

không có lạm phát mục tiêu là không đáng kể. Phân tích biến động cũng chỉ ra

rằng ảnh hưởng của cú sốc tỷ giá tới biến động giá ở các nước lạm phát mục tiêu

giảm sau khi chấp nhận lạm phát mục tiêu.

Phần còn lại của bài nghiên cứu được cấu trúc như sau. Phần 2 trình bày

phương pháp luận và dữ liệu. Phần 3 trình bày kết quả theo lối kinh nghiệm và sự

giải thích. Phần 4 kết luận bài nghiên cứu.

2. Phương pháp nghiên cứu và số liệu

Bộ số liệu theo quý gồm 27 nền kinh tế mới nổi (15 nước lạm phát mục tiêu và

12 nước lạm phát phi mục tiêu), trong thời kỳ từ Quý 1 năm 1989 đến Quý 1 năm

2009. Sử dụng mô hình VAR đã được sử dụng bởi Mishkin và Schmidt-Hebbel

(2007), chúng ta điều tra liệu lạm phát mục tiêu có làm giảm sự truyền dẫn của tỷ

giá lên giá hàng nội địa ở các quốc gia mới nổi.

Chúng ta sử dụng mô hình VAR để ước lượng hàm phản ứng đẩy. Sử dụng mô

hình VAR có 2 ưu điểm chính. Thứ nhất, phương pháp VAR xác định biến nội

sinh. Thứ hai, các kết quả tiệm cận dễ dàng lấy được từ bảng số liệu.

Mô hình có dạng như sau:

itiitit uYLY )( (1)

Với Yit là vector của biến cố định, (L) là ma trận đa thức với (L) = 1L1 + 2L2

+ . . . + pLp , ui là vector của hiệu ứng quốc gia cụ thể, và it là vector của sai số đặc tính.

Một vấn đề trong ước lượng mô hình này liên quan đến sự hiện diện của các

hiệu ứng cố định. Các hiệu ứng cố định tương quan với biến hồi quy độc lập, do

độ trễ của biến phụ thuộc, chúng ta sử dụng sai số trung bình chuyển tiếp (phương

pháp Helmert), theo Love và Zicchino (2006). Trong phương pháp này, để loại bỏ

những hiệu ứng cố định, tất cả các biến trong mô hình được biến đổi thành độ lệch

từ số trung bình chuyển tiếp.



)(1 tTyy imis

Tts

m

iti

biểu thị cách thức thu được từ giá trị tương lai của

mity , một biến trong vector ),...,,( 21 M

itititit yyyY ,với Ti biểu thị khoảng thời

gian cuối cùng của số liệu có sẵn cho một loạt quốc gia nhất định. mit biểu thị sự

chuyển đổi tương tự của mit , với ),...,,( 21 M

itititit . Do đó chúng ta có:

)(~it

mitit

mit yyy (2)

và

)(~ mit

mitit

mit (3)

với )1()( tTtT iiit . Đối với năm cuối của số liệu, phép biến đổi này

không được tính toán, bởi vì không có giá trị tương lai cho việc xây dựng số trung

bình chuyển tiếp. Mô hình chuyển đổi cuối cùng được đưa ra như sau:

ititit YLY ~~)(

~ (4)

với )~,...,~,~(~ 21 M

itititit yyyY và )~,...,~,~(~ 21 Mitititit

Việc chuyển đổi này là một độ lệch trực giao, trong đó mỗi quan sát được thể

hiện như là độ lệch từ những quan sát tương lai trung bình. Mỗi quan sát được

xem xét như vậy để chuẩn hóa phương sai. Nếu các sai số ban đầu không tự tương

quan và được mô tả bởi phương sai cố định, sai số chuyển đổi nên biểu hiện các

đặc tính tương tự. Do đó, việc chuyển đổi này bảo toàn hiệp phương sai đồng nhất

và không gây ra hệ số tương quan chuỗi (Arelano và Bover, 1995). Hơn nữa, kỹ

thuật này cho phép sử dụng những giá trị trễ của hồi quy như là công cụ và ước

lượng các hệ số bằng phương pháp tổng quát của thời điểm (GMM).

Khi tất cả các hệ số của mô hình VAR được ước lượng, chúng ta tính toán hàm

phản ứng đẩy (IRFs).4 Để tính toán IRFs chúng ta sử dụng phân tích Cholesky. Giả

định phía sau phân tích Cholesky là chuỗi liệt kê trước đó trong mô hình VAR tác

động cùng lúc lên những biến khác, trong khi chuỗi liệt kê sau này trong mô hình

4 Công cụ VAR được ước lượng bằng cách sử dụng gói dữ liệu do Inessa Love cung cấp. Gói dữ liệu này là

chương trình Stata dùng cho nghiên cứu của Love (2001) và cũng được dùng trong Love và Zicchino

(2006).



VAR tác động có độ trễ lên chuỗi liệt kê trước đó. Do đó, những biến liệt kê trước

đó trong mô hình VAR được xem là ngoại sinh hơn. Chúng ta áp dụng phương

pháp lấy mẫu có hoàn lại để xây dựng khoảng tin cậy của IRFs. Do chúng ta

không thể giả định sự độc lập trong số các mẫu khác nhau, chúng ta cũng sử dụng

phương pháp lấy mẫu có hoàn lại để xây dựng khoảng tin cậy cho sai số trong

IRFs thay vì chỉ lấy sai số của chúng.5

Theo Ito và Sato (2007, 2008)6, chúng ta bắt đầu bằng xây dựng mô hình VAR

5 biến, Yit = (Δoilit , gapit , Δmit , Δnerit , Δcpiit )', với oil biểu thị log tự nhiên của giá

dầu thế giới; gap là khe hở sản lượng đầu ra; m là log tự nhiên của cung tiền; ner

là tỷ giá hối đoái danh nghĩa; cpi là chỉ số giá tiêu dùng (CPI); và Δ là sai số đầu

tiên. Sự thay đổi trong giá dầu được bao gồm để xác định cú sốc nguồn cung.

Chúng ta bao gồm sản lượng đầu ra để nắm bắt được phần cầu. Cung tiền được

bao gồm trong mô hình VAR để xem hiệu ứng của chính sách tiền tệ phản ứng với

dao động lớn trong tỷ giá hối đoái hoặc phá giá tiền tệ.

Để trả lời trực tiếp cho phỏng đoán Taylor, chúng ta cũng tiến hành một ước

lượng bổ sung với mô hình VAR 7 biến bằng cách bao gồm hai chỉ số giá khác:

chỉ số giá sản xuất (PPI) và chỉ số giá nhập khẩu (IMP). Như đã đề cập ở trên, sự

sụt giảm trong hiệu ứng truyền dẫn lên giá nhập khẩu có nghĩa rằng các công ty

bán lẻ nhập khẩu hàng hóa chuyển một phần nhỏ của cú sốc tỷ giá vào giá bán của

họ; và sự sụt giảm trong hiệu ứng truyền dẫn lên giá sản xuất sẽ có nghĩa rằng các

công ty nhập khẩu đầu vào chuyển một phần nhỏ của cú sốc vào giá hàng hóa cuối

cùng. Theo Burstein, Eichenbaum và Rebelo (2002, 2005), mức độ lạm phát CPI

sau một thay đổi lớn trong tỷ giá hối đoái phụ thuộc vào tầm quan trọng tương đối

của các đầu vào nhập khẩu được sử dụng cho sản xuất trong nước và sự hiện diện

của chi phí phân phối. Các kênh sản xuất hoặc phân phối có thể làm giảm tác động

của thay đổi tỷ giá hối đoái và là lý do cho sự truyền dẫn thấp vào giá tiêu dùng.

Tiếp theo, mô hình VAR 7 biến cho phép chúng ta kiểm tra hiệu ứng truyền dẫn

của tỷ giá theo chuỗi giá cả. Nói cách khác, nó cho phép chúng ta kiểm tra xem

5 Nếu chúng ta giả định độc lập mẫu, khoảng tin cậy của sai số trong IRFs sẽ hẹp hơn.

6 Ito và Sato (2007) sử dụng kỹ thuật phân tích VAR để so sánh hiệu ứng tỷ giá hối đoái truyền dẫn ở các

quốc gia Đông Á và Mỹ Latinh, trong khi đó Ito và Sato (2008) áp dụng phân tích VAR trong việc phân

tích ỷ giá hối đoái truyền dẫn ở các quốc gia Đông Á.



lạm phát mục tiêu có ảnh hưởng tiêu cực trong hiệu ứng truyền dẫn vào giá tiêu

dùng bằng cách hạ thấp giá nhập khẩu và/hoặc giá sản xuất.

Như đã thảo luận ở trên, thứ tự của các biến nội sinh là chủ yếu để xác định cấu

trúc các cú sốc. Sự thay đổi trong giá dầu bao gồm xác định cú sốc nguồn cung là

thứ tự đầu tiên trong mô hình VAR. Khe hở sản lượng được đặt thứ hai. Những cú

sốc cầu và cung ảnh hưởng đến khe hở sản lượng được giả định là đã được định

trước. Cung tiền được đặt thứ tự thứ ba và trước tỷ giá hối đoái danh nghĩa và biến

giá cả. Đối với mô hình VAR 5 biến, thứ tự là: Δoil, gap, Δm, Δner, Δcpi. Trong

mô hình VAR 7 biến dường như thích hợp để đặt giá nhập khẩu trước giá sản xuất

và tiêu dùng, và đặt giá tiêu dùng thứ tự cuối cùng. Do đó, đối với mô hình VAR 7

biến, thứ tự là: Δoil, gap, Δm, Δner, Δimp, Δppi, Δcpi.

3. Kết quả thực nghiệm

Phần này thể hiện kết quả của phân tích hàm phản ứng đẩy. Dữ liệu chi tiết của

ước lượng thực nghiệm được thể hiện ở phụ lục. Trước khi tiến hành ước lượng

VAR, chúng ta đã kiểm nghiệm điểm dừng. Bởi vì giá dầu là biến không phụ

thuộc vào các quốc gia, kiểm nghiệm điểm dừng trên biến này được thực hiện

bằng cách kiểm tra các đơn vị nghiệm tiêu chuẩn Dickey-Fuller. Đối với các biến

khác, chúng ta sử dụng bảng kiểm định đơn vị nghiệm Maddala và Wu (năm

1999). Kiểm định cho kết quả (xem ở Bảng 1) giá dầu, ba loại giá trong nước,

cung tiền và tỷ giá hối đoái danh nghĩa không dừng cùng mức nhưng dừng ở

đường đồng đẳng thứ nhất đối với tất cả quốc gia. Khe hở sản lượng được phát

hiện dừng ở cùng mức. Các nghiên cứu trước (Ví dụ Ito và Sato năm 2007, 2008,

Miskhin và Shmidt Hebel, 2007) đề nghị đưa 1 biến khe hở sản lượng vào cùng

mức với các biến khác trên đường đồng đẳng thứ nhất. Chúng ta theo phương pháp

này trong phân tích VAR của mình. Mô hình lợi tức tương tự như mô hình IRFs

khi chúng ta đưa hơn ba mức độ trễ vào mẫu mục tiêu. Đối với các mẫu phi mục

tiêu, nhiều hơn ba độ trễ thì không được chấp nhận đối với ước lượng IRFs do

tham số ma trận gần như là duy nhất. Vì thế, chúng ta chọn lệnh có độ trễ ở mức

ba cho lý do thiếu hụt.



Chúng ta bắt đầu bằng việc thảo luận về phản ứng đẩy của chỉ số CPI đối với

một cú sốc tỷ giá hối đoái trong mô hình phương sai 5 biến cho các nước lạm phát

mục tiêu và phi mục tiêu. Chúng ta cũng thảo luận phản ứng đẩy của tất cả giá cả

(CPI, PPI, IMP) đối với cú sốc tỷ giá hối đoái trong mô hình phương sai 7 biến

cho các nước theo lạm phát mục tiêu.

Bảng 1: Kiểm định đơn vị

Biến Kiểm định

oil -2.225

Δoil -4.532***

g 238.9443***

m 63.4918

Δm 203.5607***

ner 38.3284

Δner 199.9251***

cpi 42.3842

Δcpi 104.0440***

imp 52.8330

Δimp 160.7035***

ppi 58.7423

Δppi 93.6602***

Lưu ý: Kiểm định đơn vị cho dầu và Δ dầu là kiểm định bình phương tổng quát hóa Dickey-

Fuller (GFGLS) bởi vì các biến này không phụ thuộc quốc gia. Giả thuyết không của kiểm định

DFGLS là biến số không dừng. Đối với các biến khác, kiểm định đơn vị là kiểm định đơn vị bảng

được phát triển Maddala và Wu (1999) với giả thuyết không là tất cả các chuỗi không dừng so

với lựa chọn là ít nhất một chuỗi trong bảng phải dừng. Độ trễ không được sủ dụng cho g. Độ dài

của độ trễ được sử dụng trong kiểm định bảng là chiều dài độ trễ tối đa của kiểm định riêng lẻ

được chọn dựa trên chuẩn thông tin của Schwarz. 1(3) độ trễ được sử dụng cho dầu (∆dầu).

10(5), 10(6), 10(7), 10(8), 10(10) được sử dụng cho m (∆m) , ner, (∆ner) , cpi, (∆cpi) , imp

(∆imp) và ppi (∆ppi) . Sử dụng chiều dài độ trễ cao hơn kết quả tìm thấy vẫn tương tự. Đối với

mức của các biến số (g kỳ vọng), hằng số và xu hướng thời gian được dựa vào. Đối với đường



đồng đẳng đầu tiên của các biến, chỉ hằng số được đưa vào. ***, **, * ký hiệu cho mức ý nghĩa

lần lượt là 10%, 5%, 1%.

3.1 Hiệu ứng truyền dẫn tỷ giá đến giá nội địa trong những nước mới nổi có

lạm phát mục tiêu: trước và sau lạm phát mục tiêu

Trong bài này chúng ta thảo luận những phản ứng đẩy của giá nội địa đến cú

sốc tỷ giá có sử dụng dữ liệu của 15 nước mới nổi có lạm phát mục tiêu. Những

phản ứng đẩy cho nhiều mẫu khác nhau được báo cáo trong Hình 1 và 2. Mỗi bảng

báo cáo sự so sánh trước và sau: trước và sau khi chấp nhận lạm phát mục tiêu.

Trong những số liệu này phần 3 báo cáo sự khác nhau giữa 2 phản ứng trước.

(phản ứng trong phần 2 trừ phản ứng trong phần 1).

Hình 1 báo cáo phản ứng động của lạm phát CPI đến cú sốc tỷ giá sử dụng mô

hình VAR 5 biến. Hình 1 chỉ ra một ý nghĩa tích cực của hiệu ứng truyền dẫn của

tỷ giá lên giá tiêu dùng ở những nuớc có lạm phát mục tiêu, cái mà sẽ giảm sau khi

họ chấp nhận lạm phát mục tiêu. Như đã phản ánh bởi các biến độc lập trong phần

3, sự suy giảm trong hiệu ứng truyền dẫn của tỷ giá lên giá tiêu dùng thì khác 0

theo thống kê. Bằng chứng này cho rằng sự chấp nhận lạm phát mục tiêu trong nền

kinh tế mới nổi giúp giảm hiệu ứng truyền dẫn từ mức cao, và ảnh hưởng của hiệu

ứng truyền dẫn vẫn khác 0 có ý nghĩa.

Như thảo luận ở trên, phản ứng của giá tiêu dùng đến sự thay đổi trong tỷ giá

dựa vào phạm vi dữ liệu đầu vào được sử dụng cho sản xuất nội địa và sự hiện

diện của chi phí phân phối. Kênh sản xuất hay phân phối có thể làm giảm ảnh

hưởng của sự thay đổi tỷ giá lên giá tiêu dùng và giải thích cho 1 hiệu ứng truyền

dẫn thấp của tỷ giá đến giá tiêu dùng. Để tính đến kênh sản xuất và phân phối

chúng ta ước lượng mô hình VAR 7 biến bao gồm 2 chỉ số giá khác: chỉ số giá sản

xuất (PPI) và chỉ số giá nhập khẩu (IMP). Ước lượng này giúp chúng ta kiểm tra

trực tiếp giả thuyết của Taylor, người mà tranh cãi rằng những doanh nghiệp có

môi trường lạm phát thấp kỳ vọng một độ lệch chuẩn lạm phát ít bền vững và do

đó sẽ ít điều chỉnh giá bán để đáp ứng sự tăng lên đáng khích lệ của tỷ giá trong

giá của những dữ liệu đầu vào. Hình 2 báo cáo phản ứng động của 3 chỉ số giá lạm

phát (CPI, IMP, PPI) đến cú sốc tỷ giá sử dụng mô hình VAR 7 biến. Hình 2 chỉ ra

rằng sự sụt giảm của hiệu ứng truyền dẫn tỷ giá đến giá tiêu dùng ở những nuớc có



lạm phát mục tiêu được cho rằng dẫn đến sự suy giảm của ảnh hưởng truyền dẫn

của tỷ giá theo chuỗi giá. Hiệu ứng truyền dẫn đối với cả 3 loại giá ở những nước

mới nổi có lạm phát mục tiêu sau khi chấp nhận lạm phát mục tiêu giảm đáng kể

đến những mức độ khác 0 có ý nghĩa.

Bằng cách so sánh hiệu ứng truyền dẫn của tỷ giá đến lạm phát theo chuỗi giá,

kết quả cho thấy tác động là lớn nhất trong giá nhập khẩu, sau đó là giá sản xuất,

và thấp nhất đối với giá tiêu dùng. Sự khám phá này phù hợp với những kết quả

trước đó của McCarthy (2000), Hahn (2003), Faruque (2006) và Ito và Sato (2007,

2008).

Tóm lại, chúng ta có những chứng cứ rằng việc chấp nhận lạm phát mục tiêu sẽ

giúp giảm hiệu ứng truyền dẫn đến 3 chỉ số giá từ mức độ cao đến một mức mới

mà vẫn duy trì nó khác 0 có ý nghĩa. Chúng cứ của chúng ta xác nhận rằng khi độ

tin cậy ban đầu của các ngân hàng trung ương ở các thị trường mới nổi thấp, việc

thực hiện lạm phát mục tiêu sẽ làm chính sách tiền tệ đáng tin cậy hơn, và do đó

dẫn đến môi trường lạm phát thấp hơn.

Hình 1: Phản ứng của lạm phát chỉ số giá tiêu dùng (CPI) của nước sử dụng chính sách lạm phát

mục tiêu đến cú sốc tỷ giá (VAR 5 biến)

Trước IT Sau IT Chênh lệch

Ghi chú: Các nét liền thể hiện sự phản ứng đẩy đến cú sốc tỷ giá. Các nét đứt thể hiện 5 dải sai

số tiêu chuẩn đáng tin cậy xung quanh sự ước lượng. Các sai số này được đưa ra bởi Monte –

Carlo với 500 sự lặp lại.

Cụ thể là, phù hợp với tranh luận của Taylor, lạm phát mục tiêu bằng cách thêm

vào môi trường lạm phát thấp ở những nước mới nổi đã đem lại cho những công ty

có nhập khẩu đầu vào cũng như những công ty bán lẻ sự suy giảm hiệu ứng truyền

dẫn tỷ giá đối với những chỉ số giá cao hơn (giá sản xuất và giá nhập khẩu). Như



vậy những biến động tỷ giá đã dẫn đến hiệu ứng truyền dẫn tỷ giá đến chỉ số sản

xuất nội địa và giá nhập khẩu thấp hơn.

3.2 So sánh giữa những nước theo đuổi lạm phát mục tiêu và những nước

không theo đuổi lạm phát mục tiêu

Trong phần trước, chúng ta đã tìm thấy những chứng cứ chỉ ra rằng lạm phát

mục tiêu đã giúp làm giảm hiệu ứng truyền dẫn tỷ giá đến toàn bộ ba chỉ số giá

(CPI, IMP, PPI). Một sự so sánh giữa các nước đang phát triển không theo đuổi

lạm phát mục tiêu trong cùng thời kỳ cung cấp những thông tin bổ sung thú vị. Dữ

liệu từ 12 nước không theo đuổi lạm phát mục tiêu được dùng để tiến hành cuộc

phân tích so sánh này. Để thể hiện nghiên cứu so sánh dành cho các nước không

theo đuổi lạm phát mục tiêu, cột mốc thời gian là năm 1999, đây là năm mà mức

trung bình lạm phát mục tiêu được thông qua ở các nước đang phát triển.7

Hình 3 và 4 báo cáo sự so sánh trước và sau cho các nước không theo đuổi lạm

phát mục tiêu trước và sau năm 1999. Hình 3 thể hiện phản ứng của chỉ số lạm

phát tiêu dùng đến một cú sốc tỷ giá hối đoái bằng cách sử dụng VAR 5 biến,

trong khi hình 4 thể hiện sự phản ứng của ba chỉ số đối với cú sốc tỷ giá bằng cách

sử dụng VAR 7 biến.8

7 Chúng ta cũng chạy ứng dụng dự đoán, 1998 và 2000 như cột móc thời gian. Sự thay đổi này cũng không ảnh hưởng đến kểt quả của chúng ta.

8 Trung quốc và Uruguay không bao gồm trong VAR 7 biến, vì dữ liệu giá cả nhập khẩu và giá nhà sản có giá trị cho các nước này.



Hình 2: Phản ứng của giá ở các nước sử dụng chính sách lạm phát mục tiêu đến cú sốc tỷ giá (VAR 7 biến)

Ảnh hưởng của IMP lạm phát trước IT Ảnh hưởng của IMP lạm phát sau IT Chênh lệch

Ảnh hưởng của PPI lạm phát trước IT Ảnh hưởng của PPI lạm phát sau IT Chênh lệch

Ảnh hưởng của CPI lạm phát trước IT Ảnh hưởng của CPI lạm phát sau IT Chênh lệch




Hình 3 thể hiện rằng đối với các nước không theo chính sách lạm phát mục

tiêu, thì hiệu ứng truyền dẫn tỷ giá lên CPI gần bằng 0 trước năm 1999 và trở

thành đại lượng dương có ý nghĩa sau năm 1999. Hình 4 thể hiện rằng, trước năm

1999, hiệu ứng lan truyền ảnh hưởng đến 3 chỉ số trong các nước này gần bằng 0,

trong khi đó những ảnh hưởng này là những đại lượng dương có ý nghĩa sau năm

1999.

Để so sánh các quốc gia theo đuổi chính sách lạm phát mục tiêu và các quốc



gia không theo đuổi chính sách lạm phát mục tiêu, hình 5 và 6 cho biết sự so sánh

chéo giữa hai mẫu của các nước: các quốc gia theo chính sách lạm phát mục tiêu

sau khi chấp nhận lạm phát mục tiêu được so sánh với các quốc gia không theo

chính sách lạm phát mục tiêu sau năm 1999.

Hình 3: Phản ứng của lạm phát CPI trong các nước không theo chính sách

lạm phát mục tiêu đến cú sốc tỷ giá (VAR 5 biến)

Ảnh hưởng của IMP lạm phát trước IT Ảnh hưởng của IMP lạm phát sau IT Chênh lệch




Hình số 5 so sánh hiệu ứng của lạm phát CPI đến cú sốc tỷ giá bằng cách dùng

VAR 5 biến, trong khi hình thứ 6 so sánh sự phản ứng của 3 chỉ số đến cú sốc tỷ

giá bằng sử dụng VAR 7 biến. Hình 5 thể hiện rằng sự lan truyền tỷ giá đến giá

tiêu dùng là tương đồng cho các quốc gia không theo chính sách lạm phát mục tiêu

sau lạm phát mục tiêu và các quốc gia không theo chính sách lạm phát mục tiêu

sau năm 1999. Tuy nhiên, hình 6 xác nhận kết quả này. Các con số phản ứng thúc

đẩy trong hình 6 thể hiện rằng hiệu ứng lan truyền tỷ giá lên giá tiêu dùng và giá

nhập khẩu ở những nước theo chính sách lạm phát mục tiêu sau khi thông qua lạm

phát mục tiêu là cao hơn một ít so với các quốc gia không theo lạm phát mục tiêu

sau năm 1999, trong khi đó hiệu ứng lan truyền tỷ giá đến giá sản xuất trong các

nước theo chính sách lạm phát mục tiêu sau lạm phát mục tiêu không có sự khác

biệt nào đáng kể so với nó trong các nước không theo chính sách lạm phát mục

tiêu sau năm 1999.

Chúng ta có thể đưa ra hai phát biểu từ những sự so sánh này. Thứ nhất, đối

với các nước đang phát triển không theo chính sách lạm phát mục tiêu, sự lan

truyền không có mấy ý nghĩa trước 1999, và trở nên có có ý nghĩa thực sự sau năm



1999. Thứ hai, bằng cách so sánh các nước theo chính sách lạm phát mục tiêu sau

khi thông qua chính sách lạm phát mục tiêu với các nước không theo chính sách

này sau năm 1999, ảnh hưởng của sự lan truyền này tác động lên hai nhóm nước

này khá gần nhau. Bằng chứng này cho thấy, các quốc gia phát triển có hiệu ứng

lan truyền tỷ giá cao, dễ hơn trong việc chấp nhận lạm phát mục tiêu để đạt được

sự tin cậy so với các nước có hiệu ứng lan truyền thấp.

3.3 Phân tích phương sai

Ngay cả khi phản ứng đẩy cho thông tin về độ lớn của hiệu ứng truyền dẫn tỷ

giá lên giá nội địa, họ không có chỉ ra tầm quan trọng của các cú sốc tỷ giá trong

việc giải thích những biến động của giá nội địa..

Hình 4: Sự phản ứng của giá ở những nước không có chính sách lạm phát

mục tiêu đối với biến động tỷ giá (VAR 7 biến)

Ảnh hưởng của IMP lạm phát trước 1999 Ảnh hưởng của IMP lạm phát sau 1999 Chênh lệch

Ảnh hưởng của PPI lạm phát trước 1999 Ảnh hưởng của PPI lạm phát sau 1999 Chênh lệch

Ảnh hưởng của CPI lạm phát trước 1999 Ảnh hưởng của CPI lạm phát sau 1999 Chênh lệch



Ghi chú: C ác nét liền thể hiện sự phản ứng đẩy đến cú sốc tỷ giá. Các nét đứt thể hiện 5 dải

sai số tiêu chuẩn đáng tin cậy xung quanh sự ước lượng. Các sai số này được đưa ra bởi Monte –

Carlo với 500 sự lặp lại..

Để đánh giá tầm quan trọng của các cú sốc tỷ giá đối với những biến động của giá

nội địa, chúng ta thực hiện phân tích phương sai cho chỉ số giá nội địa. Chúng ta

bắt đầu bằng cách kiểm tra tầm quan trọng của cú sốc tỷ giá tác động tới giá tiêu

dùng bằng cách sử dụng VAR 5 biến (Bảng 2). Bảng 2 chỉ ra rằng những cú sốc tỷ

giá quan trọng hơn để giải thích biến động của chỉ số tiêu dùng CPI đối với những

quốc gia mới nổi có lạm phát mục tiêu. Kết quả trong Bảng 2 cũng chỉ ra rằng cú

sốc tỷ giá góp phần tạo ra biến động giảm giá tiêu dùng ở những quốc gia có lạm

phát mục tiêu sau khi chúng áp dụng lạm phát mục tiêu, trong khi đó nó lại tăng

trong nhóm quốc gia không có lạm phát mục tiêu sau năm 1999. Các cú sốc tỷ giá

giải thích (sau 20 quý) 19,21% biến dự báo giá tiêu dùng ở những nước theo đuổi

lạm phát mục tiêu trước khi họ áp dụng mục tiêu lạm phát. Phần trăm giảm xuống

11,82% sau khi lạm phát mục tiêu được áp dụng. Ở những nước không theo đuổi

lạm phát mục tiêu, những cú sốc tỷ giá giải thích (sau 20 quý) 0,92% sự biến động

giá tiêu dùng trước năm 1999, và phần trăm này là 3,72% sau năm 1999.



Hình 5: Phản ứng của lạm phát CPI tới cú sốc tỷ giá: Lạm phát mục tiêu (ITers) đối với lạm phát

phi mục tiêu (NITers) (VAR 5 biến)

Có lạm phát mục tiêu sau IT Không có lạm phát mục tiêu sau 1999 Khác biệt




Bảng 2: Phần trăm của lạm phát CPI dự đoán ảnh hưởng vào cú sốc tỷ giá (VAR 5 biến)

Đường ngangCác nước theo đuổi lạm phát mục tiêu

Các nước không theo đuổi lạm

phát mục tiêu

Trước IT Sau IT Trước 1999 Sau 1999

1 9.05 5.62 0.07 3.72

2 14.69 11.19 1.20 5.46

4 22.58 12.91 1.03 4.25

8 20.19 12.06 0.86 3.76

12 19.28 11.86 0.81 3.61

20 19.21 11.82 0.78 3.61

Ghi Chú: “IT” biểu thị là lạm phát mục tiêu

Bảng 3 hiển thị sự ảnh hưởng của cú sốc tỷ giá trong việc giải thích sự biến

động của cả 3 chỉ số giá sử dụng VAR 7 biến. Kết quả trong Bảng 3 thể hiện rằng

cú sốc tỷ giá quan trọng hơn để giải thích sự biến động của cả 3 chỉ số giá trong

những quốc gia có theo đuổi lạm phát mục tiêu, trong khi đó sự ảnh hưởng của cú

sốc tỷ giá tới biến động của các chỉ số giá ở những nước không theo đuổi lạm phát

mục tiêu thì không đáng kể. Tỉ lệ sai số dự báo của giá vì các cú sốc tỷ giá giảm

trong những nước có mục tiêu sau khi họ áp dụng mục tiêu lạm phát, trong khi đó

nó tăng nhẹ trong những nước không có mục tiêu sau năm 1999. Trong những

nước theo đuổi lạm phát mục tiêu trước khi họ áp dụng mục tiêu, cú sốc tỷ giá giải

thích (sau 20 quý) 43,47%, 43,7% và 19,76% sự biến động của giá nhập khẩu, giá

nhà sản xuất và tương ứng với giá tiêu dùng. Sau việc áp dụng mục tiêu lạm phát,



các tỉ lệ này giảm xuống tương ứng 12,54%; 23,30% và 13,89%. Trong những

nước không theo đuổi lạm phát mục tiêu trước năm 1999, các cú sốc tỷ giá giải

thích (sau 20 quý) 0,31%, 0,35% và 1,32% sự biến động giá nhập khẩu, giá của

nhà sản xuất và giá tiêu dùng tương ứng. Sau năm 1999, sự ảnh hưởng này là

5,31%, 3,56% và 1,73%.

Hình 6: Ảnh hưởng của giá tới cú sốc tỷ giá: Lạm phát mục tiêu (ITers) với lạm phát phi mục tiêu

(NITers) (VAR 7 biến)

Biến động IMP lạm phát trong ITers sau IT Biến động IMP lạm phát trong ITers sau 1999 Chênh lệch

Biến động PPI lạm phát trong ITers sau IT Biến động PPI lạm phát trong ITers sau 1999 Chênh lệch

Biến động CPI lạm phát trong ITers sau IT Biến động CPI lạm phát trong ITers sau 1999 Chênh lệch

Ghi Chú:Nét liền thể hiện phản ứng đẩy đến cú sốc tỷ giá. Các nét đứt thể hiện 5 dải sai số tiêu

chuẩn đáng tin cậy xung quanh sự ước lượng. Các sai số này được đưa ra bởi Monte – Carlo với

500 sự lặp lại.

Nói tóm lại, phân tích phương sai chỉ ra rằng cú sốc tỷ giá giải thích một phần

quan trọng của sự biến động giá cả trong các nước mới nổi có theo đuổi chính sách



lạm phát mục tiêu, trong khi đó sự ảnh hưởng của các cú cố tỷ giá đến sự biến

động giá ở những nước không theo lạm phát mục tiêu không đáng kể.

Bảng 3: Phần trăm của biến động giá dự đoán ảnh hưởng tới cú sốc tỷ giá trong các nước lạm

phát mục tiêu (VAR 7 biến)

Đường ngangCó lạm phát mục tiêu Không có lạm phát mục tiêu

Trước IT Sau IT Trước 1999 Sau 1999

Giá nhập khẩu Giá nhập khẩu

1 52.09 11.38 0.00 7.11

2 53.25 12.24 0.00 5.17

4 50.83 11.51 0.05 5.62

8 45.30 11.43 0.28 5.68

12 43.60 12.20 0.31 5.46

20 43.47 12.54 0.31 5.31

Giá sản xuất Giá sản xuất

1 52.09 22.59 0.03 1.05

2 60.34 28.02 0.06 2.14

4 56.44 25.27 0.09 2.84

8 47.48 23.68 0.32 3.66

12 44.60 23.33 0.34 3.65

20 43.70 23.30 0.35 3.56

Giá tiêu dùng Giá tiêu dùng

1 8.80 6.31 0.28 0.05

2 15.38 12.48 1.87 1.63

4 22.95 14.21 1.66 1.32

8 20.70 13.69 1.46 1.73

12 19.83 13.74 1.38 1.59

20 19.76 12.89 1.32 1.73

Phân tích phương sai cũng chỉ ra rằng sự ảnh hưởng của cú sốc tỷ giá đến sự biến

động giá trong những nước có theo đuổi lạm phát mục tiêu giảm sau khi họ áp

dụng lạm phát mục tiêu. Vì vậy phân tích phương sai củng cố thêm hiệu ứng lan

truyền tỷ giá ở các nước theo đuổi lạm phát mục tiêu giảm sau khi áp dụng lạm

phát mục tiêu.



4. Kết luận

Trong bài viết này, chúng ta xem xét trên thực nghiệm tác động của việc thực

thi chiến lược lạm phát mục tiêu đối với hiệu ứng truyền dẫn của tỷ giá hối đoái

lên giá cả ở các quốc gia mới nổi. Để tiến hành nghiên cứu thực nghiệm này,

chúng ta sử dụng công cụ VAR với dữ liệu của hai mươi bảy quốc gia mới nổi

(Mười lăm quốc gia có lạm phát mục tiêu và mười hai quốc gia có lạm phát phi

mục tiêu). Chúng ta đã thực hiện cách tiếp cận trước sau bằng việc so sánh hàm

phản ứng đẩy trong các tổ hợp quốc gia khác nhau, phụ thuộc vào việc thực hiện

lạm phát mục tiêu.

Việc thực hiện lạm phát mục tiêu làm thay đổi các quyết định định giá trên các

quốc gia mới nổi bằng cách mà phù hợp với quan điểm tín nhiệm. Việc thực hiện

lạm phát mục tiêu đã giúp làm giảm hiệu ứng truyền dẫn đối ba chỉ số giá mà

chúng ta xem xét (giá nhập khẩu, giá sản xuất và giá tiêu dùng) trên các quốc gia

có lạm phát mục tiêu từ một mức cao hơn lên một mức mới mà vẫn khác không

một cách có ý nghĩa. Đối với các quốc gia phi lạm phát mục tiêu có hiệu ứng

truyền dẫn tỷ giá trên cả ba chỉ số giá cả thì gần bằng 0 và có ý nghĩa trước năm

1999, trong khi sau năm 1999 hiệu ứng tỷ giá trên ba loại giá cả thì khác không có

ý nghĩa. Bằng việc so sánh các quốc gia có lạm phát mục tiêu với các quốc gia phi

lạm phát mục tiêu sau năm 1999, bằng chứng của chúng ta chỉ ra rằng hiệu ứng

truyền dẫn tỷ giá đến giá cả ở các quốc gia lạm phát mục tiêu sau khi áp dụng mục

tiêu lạm phát thì gần với các quốc gia không theo lạm phát mục tiêu sau năm 1999.

Phân tích phương sai đã mô tả những kết quả này. Phân tích phương sai chỉ ra rằng

ảnh hưởng của cú sốc tỷ giá đối với biến động giá cả ở các quốc gia lạm phát mục

tiêu là quan trọng, trong khi ảnh hưởng của cú sốc tỷ giá đối với biến động giá cả

ở các quốc gia lạm phát phi mục tiêu là không đáng kể. Phân tích phương sai cũng

cho thấy là ảnh hưởng của cú sốc tỷ giá đối với biến động giá cả ở các quốc gia

lạm phát mục tiêu suy giảm sau khi thực hiện lạm phát mục tiêu.

Cuối cùng, chúng ta có bằng chứng để kiến nghị rằng các quốc gia trải qua

hiệu ứng truyền dẫn tỷ giá cao có thiên hướng thực hiện lạm phát mục tiêu để đạt

được sự tín nhiệm hơn so với các quốc gia có hiệu ứng truyền dẫn thấp.



TÀI LIỆU THAM KHẢO

Arelano, J. and O. Bover (1995). “Another look at the instrumental variable

estimation of error-components model” Journal of Econometrics 68, pp.29-51.

Ball, L. and N. Sheridan (2003). “Does inflation targeting matter?”In B.S.

Bernanke and M. Woodford, Editors, The Inflation-Targeting Debate, Uni-versity

of Chicago Press (2005).

Bernanke, B. and F. Mishkin (1997). “Inflation targeting: a new framework of

monetary policy ?” Journal of Economic Perspectives 11, pp.97-116.

Mishkin, F. and K. Schmidt-Hebbel (2007). “Does inflation targeting make a

difference ?” NBER Working Paper 12876, National Bureau of Economic

Research.

Burstein, A., M. Eichenbaum and S. Rebelo (2002). “Why Are Rates of Inflation

So Low After Large Devaluations?” NBER Working Paper 8748, National Bureau

of Economic Research.

——– (2005).“Large Devaluation and the Real Exchange Rate”Journal of Political

Economy 113, pp.742-784.

Choudrhi, E.U. and D.S. Hakura (2006). “Exchange Rate Pass-Through to

Domestic Prices: Does inflationary Environment matter ?”Journal of In-ternational

Money and Finance 25, pp.614-639.

Faruqee, H. (2006).“Exchange Rate Pass-Through in the Euro area” IMF Staff Papers 53(1), pp.63-88.

Gagnon, J.E. and J. Ihrig (2004). “Monetary Policy and Exchange Rate Pass-

through” International Finance Discussion Papers n#704, Board of Governors of

Federal Reserve System.

Gon¸calves, C. E. S. and J. M. Salles (2008). “Inflation targeting in emerging

economies: What do the data say ?” Journal of Development Economics

85, pp.312-318.

Hahn, E. (2003). “Pass-Through of External Shocks to Euro Area Inflation

”European Central Bank Working Paper, n#243.

Ito, T. and K. Sato (2007). “Exchange Rate Pass-Through and Domestic Inflation:



A comparison between East Asia and Latin American Countries” Research

institute of Economy, Trade and Industry, RIETI Discussion Papers n#07040.

——– (2008). “Exchange Rate Changes and Inflation in Post-Crisis Asian

Economics: VAR Analysis of Exchange Rate Pass-Through”Journal of Money,

Banking and Credit 40 (7), pp. 1407-1438



Love, I. (2001). Estimating Panel-Data Autoregressions, Package of Programs for

Stata. Columbia University, Mimeo.

Love, I. and L. Zicchino (2006). “Financial development and dynamic in-

vestment behavior: Evidence from a panel VAR” Quarterly Review of Economics

and Finance 46, pp.190-210.

Maddala, G.S. and , S Wu (1999).“A Comparative Study of Unit Root Tests With

Panel Data and A New Simple Test” Oxford Bulletin of Economics and Statistics

61, pp. 631-652.

McCarthy, J., (2000). “Pass-Through of Exchange Rates and Import Prices to

Domestic Inflation in Some Industrialized Economies”Federal Reserve Bank

of New York Star Reports n#111.

Svensson, L.E. (1997). “Inflation forecast targeting: implementing and mon-

itoring inflation targets”European Economic Review 41, pp.111-146.

Taylor, J. (2000). “Low Inflation, Pass-Through, and the Pricing Power of Firms”

European Economic Review 44, pp.1389-1408.



PHỤ LỤC

Những quốc gia điển hình lây mẫu sư dụng:

Những nước mới nổi áp dụng chính sách lạm phát mục tiêu và thơi điểm áp

dụng: Brazil (1999: Q2), Chile (1991: Q1), Colombia (1999: Q4), Cộng hòa Séc

(1997: Q4), Hungary (2001: Q2, Indonesia (2005: Q3), Israel (1991: Quý 4)

Mexico (1998: Q4), Peru (1999: Q3), Philippines (1999: Q3), Ba Lan (1998: Q3),

Nam Phi (2001: Q1), Hàn Quốc (1997: Q4), Thái Lan (2000: Q2),

Thổ Nhĩ Kỳ (2006: Q1).

Những nước mới nổi không áp dụng chính sách lạm pháp mục tiêu:

Argentina, Bulgaria, Trung Quốc, Estonia, Ấn Độ, Latvia, Lithuania, Malaysia,

Singapore, Đài Loan, Uruguay, Venezuela.

Những nguôn dữ liệu:

Giá dâu thế giới: Chỉ số giá dầu được tính trên dollar của Mỹ là trung bình của

3 chỉ số giá giao ngay tại Texas, dầu brent tại Vương Quốc Anh, và Dubai. Giá

dầu thế giới được điều chỉnh theo mùa thông qua phương pháp điều tra dân số

X12. Nguồn dữ liệu lấy từ IMF, Tổ chức Thống kê Tài chính Quốc Tế (viết tắt là

IFS)

Sự thiếu hụt của sản lương: được tạo ra bằng việc áp dụng chức năng lọc của

Hodrick-Prescott (HP) để loại bỏ khuynh hướng điều chỉnh mạnh của GDP thực

theo thời kỳ. Nếu dãy GDP gốc không được điều chỉnh, thì các dãy này được điều

chỉnh bằng việc sử dụng phương pháp Điều tra dân số X12 theo từng thời kỳ. Dữ

liệu hàng quý được thu thập bằng việc sử dụng Dãy Dữ Liệu. Những nguồn dữ

liệu này tùy thuộc ở mỗi quốc gia như sau:

Argentina: chỉ số khối lượng GDP (2000 = 100), Tổ chúc Thống Kê Tài chính

quốc tế của IMF Thống kê (IFS)

Brazil: chỉ số khối lượng GDP (1995 = 100) (điều chỉnh theo mùa), Instituto

Brasileiro de Geografia e Estatistica. (IBGE) (Brazil).

Bulgaria: chỉ số khối lượng GDP, IFS.

Chile: GDP theo giá năm 2003 (điều chỉnh theo mùa) Banco Central de Chile



Trung Quốc: GDP theo giá hiện hành (từ IFS) chia cho chỉ số giá tiêu dùng.

Colombia: GDP theo giá năm 2000 (điều chỉnh theo mùa), Cục Thống Kê Hành

chính Quốc gia (Colombia).

Cộng hòa Séc: GDP theo giá năm 2000, (điều chỉnh theo mùa), Tổ chức

Kinh tế Hợp tác và Phát triển (OECD).

E-xtô-ni-a: GDP theo giá năm 2000, Cục Thống kê (Estonia).

Hungary: chỉ số khối lượng GDP (2000 = 100) (điều chỉnh theo mùa), OECD.

Ấn Độ: chỉ số khối lượng GDP (2005 = 100) (điều chỉnh theo mùa), OECD.

In-đô-nê-xi-a GDP theo giá năm 2000 (điều chỉnh theo mùa), OECD.

Israel: GDP theo giá năm 2005 (điều chỉnh hàng loạt), Cục Thống kê Trung ương

(Israel).

Latvia: GDP theo giá năm 2000, Cục Thống kê Trung ương Latvia (Latvia).

Lithuania: GDP theo giá năm 2000 (điều chỉnh theo mùa), Cục Thống kê

Lithuania (Lithuania).

Malaysia: chỉ số khối lượng GDP (2000 = 100), IFS.

Mexico: chỉ số khối lượng GDP (2000 = 100), IFS.

Peru: chỉ số khối lượng GDP (2000 = 100), IFS.

Việt Nam: GDP theo giá năm 1885 (điều chỉnh theo mùa), Ban Điều phối thống

kê quốc gia (NSCB) (Việt Nam).

Ba Lan: GDP theo giá năm 2000 (điều chỉnh theo mùa), OECD

Singapore: chỉ số khối lượng GDP (2000 = 100), IFS.

Nam Phi: GDP theo giá năm 2000, (điều chỉnh theo mùa), IFS.

Hàn Quốc: GDP theo giá năm 2000 (điều chỉnh theo mùa), OECD, (hàng quý

Tài khoản Quốc gia).

Đài Loan: GDP theo giá năm 2001,Tổng cục Ngân sách, Kế toán và Thống kê

(DGBAS).

Thái Lan: GDP theo giá năm 1988 (điều chỉnh theo mùa), Văn phòng Quốc Ban

Phát triển Kinh tế và Xã hội (Thái Lan).

Thổ Nhĩ Kỳ: GDP theo giá năm 1995, Eurostat.

Uruguay: chỉ số khối lượng GDP (2005 = 100) (điều chỉnh theo mùa), Banco

Central de Uruguay (Uruguay).



Venezuela: GDP theo giá năm 1997 (điều chỉnh theo mùa), Banco Central

de Venezuela (Venezuela).

Cung tiền: Dữ liệu được thu thập bằng việc sử dụng Dãy Dữ Liệu. Ở một vài

quốc gia, tiền cơ sở được sử dụng. Nhưng ở những quốc gia khác, Cung tiền M1

được sử dụng. Nếu những dãy số gốc không được điều chỉnh, thì các dãy này

được điều chỉnh theo thời kỳ bằng việc sử dụng phương pháp Điều tra dân số X-

12. Những nguồn dữ liệu này tùy thuộc ở mỗi quốc gia như sau:

Argentina: Tiền cơ sở, IFS.

Brazil: Tiền cơ sở, (điều chỉnh theo mùa), IFS.Bulgaria: Cung tiền M1(Khảo sát

ngân hàng), IFS.

Chile: Cung tiền M1, IFS.

Trung Quốc: Cung tiền, Ngân hàng Nhân dân Trung Quốc.

Colombia: Cung tiền M1(Khảo sát ngân hàng), IFS.

Cộng hòa Séc: Cung tiền M1(Khảo sát ngân hàng), IFS.

E-xtô-ni-a: Cung tiền M1(Khảo sát ngân hàng), (điều chỉnh theo mùa), IFS.

Hungary: tiền cơ sở, IFS.

Ấn Độ: Cung tiền M1(Khảo sát ngân hàng), IFS.

In-đô-nê-xi-a Cung tiền M1(Khảo sát ngân hàng) (điều chỉnh theo mùa), IFS.

Israel: Cung tiền M1(điều chỉnh theo mùa), IFS.

Latvia: Cung tiền M1(Khảo sát ngân hàng) (điều chỉnh theo mùa), IFS.

Lithuania: Cung tiền M1(Khảo sát ngân hàng) (điều chỉnh theo mùa), IFS.

Malaysia: Cung tiền M1, (điều chỉnh theo mùa), IFS.

Mexico: Cung tiền M1(Khảo sát ngân hàng) (điều chỉnh theo mùa), IFS.

Peru: Cung tiền, IFS.

Việt Nam: Cung tiền M1(Khảo sát ngân hàng) (điều chỉnh theo mùa), IFS.

Ba Lan: Cung tiền M1, IMF, Tổ chức Thống kê tài chính quốc tế (IFS).

Romania: Cung tiền M1(Khảo sát ngân hàng) (điều chỉnh theo mùa), IFS.

Singapore: Cung tiền M1(Khảo sát ngân hàng) (điều chỉnh theo mùa), IFS.

Nam Phi: tiền M1, IFS.

Hàn Quốc: Cung tiền M1(điều chỉnh theo mùa), IFS.

Đài Loan: tiền cung ứng, Ngân hàng Trung ương Trung Quốc.



Thái Lan: Cung tiền M1(Khảo sát ngân hàng), IFS.

Thổ Nhĩ Kỳ: Cung tiền M1(Khảo sát ngân hàng) (điều chỉnh theo mùa), IFS.

Uruguay: Cung tiền M1(Khảo sát ngân hàng) (điều chỉnh theo mùa), IFS.

Venezuela: Cung tiền M1(Khảo sát ngân hàng) (điều chỉnh theo mùa), IFS.

Hungary: Tiền tệ cơ sở, IFS.

Ấn độ: Cung tiền M1 (khảo sát ngân hàng), IFS.

Indonesia: Cung tiền M1 (khảo sát ngân hàng) (được điều chỉnh theo mùa), IFS.

Israel: Cung tiền M1 (được điều chỉnh theo mùa), IFS.

Latvia: Cung tiền M1 (khảo sát ngân hàng) (được điều chỉnh theo mùa), IFS.

Lithuania: Cung tiền M1 (khảo sát ngân hàng) (được điều chỉnh theo mùa), IFS.

Malaysia: Cung tiền M1, (được điều chỉnh theo mùa), IFS.

Mexico: Cung tiền M1 (khảo sát ngân hàng) (được điều chỉnh theo mùa), IFS.

Peru: Cung tiền, IFS.

Philippines: Cung tiền M1 (khảo sát ngân hàng) (được điều chỉnh theo mùa), IFS.

Ba Lan: Cung tiền M1, IMF, Tổ chức Thống kê tài chính quốc tế (IFS).

Romania: Cung tiền M1 (khảo sát ngân hàng) (được điều chỉnh theo mùa), IFS.

Singapore: Cung tiền M1 (khảo sát ngân hàng) (được điều chỉnh theo mùa), IFS.

Nam Phi: Cung tiền M1, IFS.

Hàn Quốc: Cung tiền M1 (được điều chỉnh theo mùa), IFS.

Đài Loan: Cung tiền, Ngân hàng Trung ương Trung Quốc.

Thái Lan: Cung tiền M1 (khảo sát ngân hàng), IFS.

Thổ Nhĩ Kỳ: Cung tiền M1 (khảo sát ngân hàng) (được điều chỉnh theo mùa), IFS

Uruguay: Cung tiền M1 (khảo sát ngân hàng) (được điều chỉnh theo mùa), IFS.

Venezuela: Cung tiền M1 (khảo sát ngân hàng) (được điều chỉnh theo mùa), IFS.

Tỷ giá hối đoái: Dữ liệu được thu thập bằng cách sử dụng Datastream. Tỷ giá hối

đoái danh nghĩa song phương bằng đô la Mỹ được sử dụng. Đối với tất cả các

nước, ngoại trừ Đài Loan, dữ liệu được lấy từ IFS của IMF. Đối với Đài Loan dữ

liệu được lấy từ IFO World Economic Survey (WES).

Chi số giá tiêu dung: Dữ liệu được thu thập bằng cách sử dụng Datastream. Đối

với tất cả các nước, ngoại trử Trung Quốc, chỉ số giá tiêu dùng (2000 = 100) được

lấy từ IMF, Thống kê tài chính quốc tế (IFS). Đối với Trung Quốc, CPI hàng



tháng lấy từ EOCD được sử dụng để xây dựng CPI hàng quý. Tất cả các chuỗi dự

liệu được điều chỉnh theo mùa bằng cách sử dụng phương pháp Census X-12.

Chi số giá nhập khâu: Dữ liệu được thu thập bằng cách sử dụng datastream. Chỉ

số giá nhập khẩu được thể hiện bằng đồng nội tệ. Tất cả các chuỗi dự liệu được

điều chỉnh theo mùa bằng phương pháp Cenus X-12. Nguồn dữ liệu phụ thuộc

vào các nước theo sau:

Argentina: Chỉ số giá nhập khẩu là giá trị đơn vị nhập khẩu bằng đô la Mỹ (2000

= 100) lấy từ IFS nhân với tỷ giá.

Brazil: Chỉ số giá nhập khẩu là giá trị đơn vị nhập khẩu bằng đô la Mỹ (2000 =

100) lấy từ IFS nhân với tỷ giá.

Bulgaria: Chuỗi dữ liệu hàng quý của chỉ số giá nhập khẩu được xây dựng bằng

cách chia tổng giá trị nhập khẩu cho tổng khối lượng nhập khẩu (giá năm 1995).

Giá trị nhập khẩu và khối lượng nhập khẩu được lấy từ Viện Thống kê quốc gia

(Bulgaria) và Eurostat, tương ứng.

Chile: Chỉ số giá nhập khẩu (2003 = 100), Banco Central de Chile (Chile).

Colombia: Chỉ số giá nhập khẩu là giá trị đơn vị nhập khẩu bằng đô la Mỹ (2000


Cộng hòa Séc: Chỉ số giá nhập khẩu (2005 = 100), Văn phòng thống kê Séc.

Estonia: Chuỗi dữ liệu hàng quý của chỉ số giá nhập khẩu được xây dựng bằng

cách chia tổng giá trị nhập khẩu cho tổng khối lượng nhập khẩu (giá năm 2000).

Dữ liệu được lấy từ Cục thống kê Estonia.

Hungary: Chỉ số giá nhập khẩu là giá trị đơn vị nhập khẩu bằng đô la Mỹ (2000 =


Ấn Độ: Chuỗi dữ liệu hàng quý của chỉ số giá nhập khẩu được xây dựng bằng

cách chia tổng giá trị nhập khẩu với tổng khối lượng nhập khẩu (giá năm 1990).

Dữ liệu được lấy từ OECD.

Indonesia: Chuỗi dữ liệu hàng quý của chỉ số giá nhập khẩu được xây dựng bằng


Dữ liệu được lấy từ EOCD.

Israel: Chỉ số giá nhập khẩu là giá trị đơn vị nhập khẩu bằng đô la Mỹ (2000 =




Latvia: Chỉ số giá nhập khẩu là giá trị đơn vị nhập khẩu bằng đô la Mỹ (2000 =


Lithuania: Chuỗi dữ liệu hàng quý của chỉ số giá nhập khẩu được xây dựng bằng


Dữ liệu được lấy từ Cục thống kê Lithuania.

Malaysia: Chuỗi dữ liệu hàng quý của chỉ số giá nhập khẩu được xây dựng bằng


Dữ liệu được lấy từ Cục Thống kê Malaysia.

Mexico: Chỉ số giá nhập khẩu hàng quý được xây dựng bằng chỉ số giá nhập khẩu

hàng tháng (1980 = 100) lấy từ Banco de Mexico (Mexico).

Peru: Chỉ số giá nhập khẩu hàng quý được xây dựng bằng trung bình của chỉ số

giá nhập khẩu hàng tháng (1994 = 100) lấy từ Banco Central Reserva (Peru).

Philippines: Chỉ số giá nhập khẩu là giá trị đơn vị nhập khẩu bằng đô la Mỹ (2000


Ba Lan: Chỉ số giá nhập khẩu là giá trị đơn vị nhập khẩu bằng đô la Mỹ (2000 =


Singapore: Chỉ số giá nhập khẩu là giá trị đơn vị nhập khẩu bằng đô la Mỹ (2000


Nam Phi: Chỉ số giá nhập khẩu là chỉ số giá nhập khẩu bằng đô la Mỹ (2000 =


Hàn Quốc: Chỉ số giá nhập khẩu là giá trị đơn vị nhập khẩu bằng đô la Mỹ (2000


Đài Loan: Chỉ số giá nhập khẩu hàng quý được xây dựng bằng bằng trung bình

của chỉ số giá nhập khẩu hàng tháng (2001 = 100) lấy từ Tổng cục Ngân sách, Kế

toán và Thống kê (DGBAS).

Thái Lan: Chỉ số giá nhập khẩu là giá trị đơn vị nhập khẩu bằng đô la Mỹ (2000 =


Thổ Nhĩ Kỳ: Chỉ số giá nhập khẩu là giá trị đơn vị nhập khẩu bằng đô la Mỹ

(2000 = 100) lấy từ IFS nhân với tỷ giá.

Venezuela: Chỉ số giá nhập khẩu là giá trị đơn vị nhập khẩu bằng đô la Mỹ (2000




Chi số giá sản xuât: Dữ liệu được thu thập bằng cách sử dụng Datastream. Đối

với tất cả các nước, ngoại trừ Đài Loan và Thổ Nhĩ Kỳ, chỉ số giá sản xuất được

lấy từ IFS. Đối với Đài Loan, chỉ số giá sản xuất hàng quý là trung bình hàng

tháng của chỉ số giá sản lượng (2006 = 100) lấy từ Tổng cục Ngân sách , Kế toán

và Thống kê của Đoài loan. Đối với Thổ Nhĩ Kỳ, dữ liệu quý được lấy từ Viện

Thống kê quốc gia của Thổ Nhĩ Kỳ.

+ Khe hổng sản lượng là gì? Chenh lech san luong thuc te va san luong tiem nang

Khe hong san luong cang lon thi hieu ung truyen dan ty gia tang hay giam?neu

chenh lech cang lon có nghĩa là tăng trưởng quá nóng sẽ dẫn đến lạm phát càng

cao

+ Sau khi thực hiện lam phát mục tiêu thì sự thay đổi của tỷ giá làm chỉ số CPI

thay đổi ít hơn so với trước khi thực hiện lạm phát mục tiêu

+ Cac cong ty ban le nhap khau hang hoa hoac cac nha san xuat chi chuyen 1

phan nho cua su bien dong ty gia vao trong gia ban? Do nhieu nguyen nhan anh

huong den gia san xuat ko chi do ty gia

Do nguyen tac ke toan chenh lech ty gia ko dua vao gia ban

Gia ban con phu thuoc vao do co gian cua cau

+ tac dong truyen dan o cac nuoc co lam phat muc tieu thap hon o cac nuoc ko co

lam phat muc tieu

+ Cu soc gia dau khi vao Viet Nam da giam di rat nhieu co the do chinh phu da

kiem soat

+ Gia dau ko co tac dong truc tiep den CPI (do ty trong cua gia dau trong ro tien

te thap), nhung co tac dong gian tiep

+ Muc do truyen dan cua ty gia len CPI cao hay thap la tot?Muc do truyen dan ty

gia thap la tot (ly do) nhung ko han la tot

+ Nhung bat loi cua on dinh ty gia khi tu do hoa tai chinh la ko phat trien duoc

cac san pham phai sinh, tam ly y lai ko han che rui ro ty gia

+ Đối với những nuoc co chinh sach on dinh ty gia co nen thuc hien lam phat muc

tiey hay ko? Vi dua vao ty gia linh hoat thi chpu moi co the thuc hien lam phat



phuc tieu, khi co nhung bien dong vy mo thi NHTW co the dieu chinh ty gia de

thuc hien lam phat muc tieu do. Neu da lua chon lam phat muc tieu thi NHTW

phai doc lap -> ko phai doi NHTW doc lap moi thuc hien lam phat muc tieu ->

muc lam phat cua VN hang nam dua ra ko phai la lam phat muc tieu vi VN muc

dich hien nay la tang truong va on dinh gia ca (neu nhu chi theo duoi lam phat ko

moi la lam phat muc tieu) -> tai sao My ko su dung lam phat muc tieu neu nhu

cho muc tieu lam phat la tot

+ Neo danh nghia cua lam phat: ghìm lai ky vong cua DN, nguoi dan trong tuong

lai de ko du bao qua cao ve muc lam phat, day la muc ky vong duoc dat ra de tao

niem tin cho dan chung, co nhiu hinh thuc khac nhau:neo ve mat so luog hoac neo

ve mat gia ca

Tac dong cua chinh sach lam phat muc tieu, co su khac biet trong su truyen dan cua ty gia hay ko doi voi cac nuoc thuc hien chinh sach nay

Co cac yeu to lam anh huong den muc do truyen dan ngoai chinh sach muc tieu lam phat do la chi phi thuc don

Phuong phap:giai thich cac bien, du lieu lay tu dau


Documents

LamPhatMucTieu-HieuUngTruyenDanTyGia