Hiệu ứng truyền dẫn tỷ giá trong thị trường mới nổi

  • Số trang: 29 |
  • Loại file: DOC |
  • Lượt xem: 20 |
  • Lượt tải: 0
hoanggiang80

Đã đăng 24000 tài liệu

Mô tả:

HIỆU ỨNG TRUYỀN DẪN TỶ GIÁ TRONG THỊ TRƯỜNG MỚI NỔI Nhóm 4 – TCDN đêm 1 K19 1 Tóm tắt Bài viết này xem xét hiệu ứng truyền dẫn từ tỷ giá (ERPT) đến giá cả trong 12 thị trường mới nổi ở châu Á, Mỹ Latinh, và Trung và Đông Âu. Từ đó, dựa trên ba mô hình vector tự hồi quy, một phần nào thay đổi cách nghĩ thông thường rằng ERPT tác động lên cả giá nhập khẩu và giá tiêu dùng ở các nền kinh tế "mới nổi" luôn cao so với các quốc gia "phát triển". Ở các thị trường mới nổi với tỷ lệ lạm phát 1 con số (nhất là các nước châu Á), người ta nhận thấy rằng mức tác động của tỷ giá lên giá nhập khẩu và giá tiêu dùng thấp và không khác nhau là mấy so với các nền kinh tế phát triển. Nghiên cứu này cũng cho thấy ERPT và lạm phát có một mối quan hệ cùng chiều, phù hợp với giả thuyết của Taylor khi hai nước (Argentina và Thổ Nhĩ Kỳ) được loại trừ khỏi phân tích. Cuối cùng, về mặt lí thuyết có sự tồn tại mối liên hệ cùng chiều giữa chính sách mở cửa nhập khẩu và ERPT nhưng trên thực tế tác giả chưa tìm được bằng chứng thực nghiệm vững chắc về vấn đề này. Nhóm 4 – TCDN đêm 1 K19 2 Khái quát nội dung chính Hiểu được rằng ảnh hưởng của biến động tỷ giá hối đoái đối với giá cả là yếu tố chính để đo lường sự phù hợp của chính sách tiền tệ phản ứng với những biến động tiền tệ. Những nghiên cứu thực nghiệm đã chỉ ra rằng những thay đổi của tỷ giá hối đoái từ ngắn hạn đến trung hạn không đồng thời với những thay đổi của giá cả. Một nghiên cứu lớn đã được phát triển qua 3 thập kỷ qua đã đưa ra những lý giải khác nhau về lý do tại sao ảnh hưởng của tỷ giá hối đoái lên nhập khẩu và giá tiêu dùng là không đồng nhất. Những phân tích thực nghiệm đã đưa ra bằng chứng về sự khác nhau của ERPT với các quốc gia trong mẫu phân tích. Taylor (2000) đã đưa ra 1 luận chứng chính cho vấn đề này, ông đã cố gắng hoàn thành những giả thuyết rằng phản ứng của giá cả do tác động của tỷ giá hối đoái phụ thuộc hoàn toàn vào lạm phát. Bài nghiên cứu này xem xét mức độ ảnh hưởng truyền dẫn của tỷ giá hối đoái đến giá cả ở 12 thị trường mới nổi ở Châu Á, Châu Mỹ Latinh, Trung và Đông Âu. Để đạt được điều này, chúng tôi sử dụng mô hình chuẩn đã được McCarthy (2000) nghiên cứu trong các nước tiên tiến và được Hahn (2003) ứng dụng ở các quốc gia EU. Chúng tôi dùng mô hình phân tích vec tơ tự hồi quygồm những yếu tố cơ bản như các biến số về đầu ra, tỷ giá hối đoái, giá nhập khẩu và giá tiêu dùng nội địa, lãi suất ngắn hạn và giá dầu mỏ. Phương pháp tự hồi quy này chấp nhận sự nội sinh có thể xảy ra giữa các biến đang xem xét. Những cú sốc về tỷ giá được xác định bởi sự sắp xếp thích hợp các biến và ứng dụng một phương pháp xác định hệ số đệ quy. Vì việc sắp đặt thứ tự các biến có thể sai lệch nên chúng tôi tiến hành 1 phân tích độ nhạy cho các trật tự khác nhau của các biến. Để có thể so sánh, chúng tôi cũng ước lượng các mô hình có thể so sánh cho các nước phát triển điển hình, cụ thể là khu vực EU, Mỹ và Nhật Bản. Kết quả xác nhận rằng hiệu ứng truyền dẫn của tỷ giá suy giảm theo chuỗi giá cả, nghĩa là nó tác động đến giá nội địa thấp hơn so với giá nhập khẩu. Cũng có bằng chứng cho thấy ảnh hưởng nhẹ của ERPT lên giá tiêu dùng ở các nền kinh tế phát triển, đặc biệt là ở Mỹ và Nhật. Theo những nghiên cứu về ERPT trước đó thì cả giá tiêu dùng và giá nhập khẩu của các quốc gia EU bị ảnh Nhóm 4 – TCDN đêm 1 K19 3 hưởng nhiều hơn ở Mỹ. Những phân tích của chúng tôi phần nào thay đổi lối suy nghĩ thông thường rằng EPRT ở các nước mới nổi cao hơn ở nước đã phát triển. Đối với các nước có nền kinh tế mới nổi với lạm phát chỉ là 1 con số (đặc biệt là các quốc gia Châu Á) ERPT ảnh hưởng ít hơn và không khác lắm ở các nước phát triển. Nói chung, bài luận này làm rõ thêm mối quan hệ cùng chiều giữa mức độ ERPT và lạm phát theo như giả thuyết của Taylor. Điều này chỉ được thể hiện rõ khi loại trừ hai quốc gia (Argentina và Thổ Nhĩ Kỳ) ra khỏi mẫu nghiên cứu, do những trở ngại về mặt kinh tế vĩ mô ở hai quốc gia này. Cuối cùng, lí thuyết đưa ra sự tồn tại mối liên hệ cùng chiều giữa chính sách mở cửa nhập khẩu và ERPT nhưng thực nghiệm không ủng hộ quan điểm này. 1. Phần giới thiệu. Trải qua 2 thập kỷ, một lượng lớn tài liệu kinh tế về ERPT ngày càng được phát triển. Xuất phát từ những quan điểm khác nhau, nghiên cứu thực nghiệm xem xét vai trò của ERPT ở nền kinh tế lớn và và nền kinh tế nhỏ. Những đề tài hướng vào các quốc gia phát triển như đề tài của Anderton (2003), Campa và Goldberg (2004), Campa (2005), Gagnon và Ihrig (2004), Hahn (2003), Ihrig (2006) và McCarthy (2000). Cũng có 1 học thuyết phát triển nhanh được ứng dụng cho các nền kinh tế mới nổi có cùng nét tương đồng như thuyết của Choudhri và Hakura (2006), Frankel (2005) và Mihaljet (2000). Các nhà kinh tế học thường giả định đơn giản rằng giá của hàng hóa ngoại thương được quy đổi về cùng 1 loại tiền tệ thì như nhau ở các quốc gia. Có nghĩa rằng giữ vững trạng thái ngang bằng sức mua. Tuy nhiên, về thực tiễn các giả định này thường ít thuyết phục, ít nhất là trong trường hợp mẫu nhỏ và thời gian kéo dài từ ngắn hạn đến trung hạn. Theo những bằng chứng mà học thuyết đã phát triển qua 2 thập kỷ này đã cung cấp những lý giải khác nhau về tại sao ERPT lại không hoàn toàn. Trong báo cáo của Dornbusch (1987) ông chứng minh sự truyền dẫn không hoàn toàn về việc tăng giá để đáp lại cú sốc về tỷ giá đối với những công ty hoạt động ở thị trường không hoàn hảo. Burstein (2003) nhấn mạnh vai trò của hàng hóa sản xuất và tiêu dùng trong nước Nhóm 4 – TCDN đêm 1 K19 4 (thông qua nhập khẩu các yếu tố đầu vào chẳng hạn) trong chuỗi phân phối hàng hóa mậu dịch. Burstein (2005) chỉ ra vấn đề trong đo lường chỉ số CPI bỏ qua yếu tố thay đổi về giá trị của hàng hóa xuất khẩu khi mà có một sự điều chỉnh lớn trong tỷ giá hối đoái. Một luận điểm khác nhấn mạnh vai trò của chính sách tài khóa và tiền tệ bù đắp phần nào ảnh hưởng của việc thay đổi tỷ giá hối đoái lên giá cả (Gagnon và Ihrig, năm 2004). Devereux và Engel (2001) và Bacchetta và Wincoop (2003) cho rằng việc định giá đồng nội tệ làm giảm mức độ ảnh hưởng của ERPT. Chứng thực cho phương pháp lý thuyết khác nhau này, nghiên cứu thực nghiệm từ các nền kinh tế phát triển và mới nổi cung cấp bằng chứng cho ERPT không hoàn toàn. Những bài nghiên cứu này cũng tìm kiếm bằng chứng về sự khác biệt rõ ràng giữa các quốc gia, hiển nhiên đưa đến câu hỏi những yếu tố nào tác động nhiều nhất. Riêng Taylor (2000) đưa ra giả thuyết rằng phản ứng của giá cả với thay đổi bất thường của tỷ giá hối đoái phụ thuộc hoàn toàn vào lạm phát. Nhân tố cơ bản của vấn đề này bao gồm một mối tương quan cùng chiều giữa sự kéo dài và mức độ của lạm phát, cùng với 1 liên kết giữa mức độ ảnh hưởng và sự kéo dài của lạm phát. Mối quan hệ thứ hai có thể được diễn tả như sau: lạm phát càng kéo dài thì một sự thay đổi nhỏ trong tỷ giá được nhận biết là nhất thời và nhiều doanh nghiệp có thể phản ứng lại thông qua điều chỉnh giá cả. Các bằng chứng từ các nghiên cứu khác nhau tỏ ra ủng hộ hoàn toàn cho giả thuyết Taylor. Mối quan hệ cùng chiều giữa mức độ tác động và lạm phát xuất hiện ngày càng rõ nét, tuy nhiên khi thêm các thị trường mới nổi vào mẫu phân tích được xem xét bên dưới (xem dẫn chứng bảng số liệu trong Choudhri và Hakura năm 2006). Không lạ gì khi giả thuyết của Taylor có ý nghĩa hơn khi lạm phát ở mức cao. Một yếu tố quan trọng khác của ERPT đứng trên quan điểm lý thuyết là mức độ mở cửa mậu dịch của 1 quốc gia. Sự liên hệ tức thì giữa 2 biến số là cùng chiều: một quốc gia mở cửa càng nhiều thì biến đổi của tỷ giá ảnh hưởng lên giá nhập khẩu càng nhiều, được đo lường thông qua chỉ số CPI. Tuy nhiên, theo kinh nghiệm thì Romer (1993) cho rằng viễn cảnh càng trở nên phức tạp khi chúng tôi tính đến lạm phát có tương quan nghịch với sự mở cửa của một quốc gia. Điều này đưa ra một kênh gián tiếp về mối Nhóm 4 – TCDN đêm 1 K19 5 tương quan ngược chiều giữa sự mở cửa với lạm phát và mức độ truyền dẫn. Các kênh trực tiếp và gián tiếp không cùng chiều với nhau và điều này làm cho mối tương quan giữa truyền dẫn và mậu dịch cũng có thể cùng chiều hoặc là ngược chiều. Bài nghiên cứu xem xét lại kết quả từ lý thuyết và cho thấy tầm quan trọng của ERPT và sự khác biệt giữa các quốc gia bằng mô hình vec tơ tự hồi quy cho các quốc gia mới nổi và các nền kinh tế công nghiệp hóa tiêu biểu như là các quốc gia sử dụng đồng tiền chung Châu Âu, Mỹ và Nhật trong nhóm chủ lực. Đồng thời phương pháp phương trình song song được sử dụng để đánh giá tiềm năng và nội sinh giữa các biến xem xét. Chỉ đơn giản là bỏ qua sự đồng thời đó, thường được gặp trong phương pháp phương trình đơn, đưa đến 1 sai số đối với phương pháp phương trình song song. Hơn nữa, mô hình được chọn thì hấp dẫn vì nó cho phép theo dõi phản ứng nhạy của các biến từ các cú sốc bên ngoài qua thời gian. Các nghiên cứu cho đến nay đã ước lượng hoặc bằng phương trình đơn hoặc bằng hệ phương trình cho 1 cá thể quốc gia, hoặc là thiết lập một phương trình đơn cho một nhóm nhiều quốc gia (ví dụ Choudhri và Hakura năm 2006 và Mihaljek năm 2000). Thay vì đó trong nghiên cứu này chúng tôi áp dụng phương pháp hệ thống nghiên cứu một số lượng đáng kể các quốc gia ở 3 khu vực kinh tế mới nổi chính trên thế giới; cụ thể là châu á, châu mỹ la tinh và trung và đông âu. Cùng lúc chúng tôi sử dụng cùng 1 phương pháp cho ba nền kinh tế công nghiệp này để đảm bảo các kết quả từ các quốc gia đó có thể so sánh được. Bằng việc ước đoán mô hình cho từng quốc gia qua thời gian lâu nhất có thể chúng tôi nhắm đến việc ước tính mức độ cho từng quốc gia với độ chính xác cao nhất có thể. Về mặt này, một thành phần quan trọng của phân tích này được tạo ra từ dữ liệu phù hợp và có thể so sánh được hàng quý ở mỗi quốc gia, khó khăn chính ở đây là chất lượng thông tin và không sẵn có ở các thị trường mới nổi. Điều này khiến chúng tôi đạt được những yêu cầu của phương pháp hệ thống dựa trên số lượng lớn các biến có liên quan đến nhau và tránh sai số do thiếu biến. Sau đó, tác giả sử dụng kết quả của các nước mà tác giả nghiên cứu hiểu biết thông thường rằng ERPT trong các thị trường mới nổi thì cao hơn trong các nền kinh tế công nghiệp và theo những phương pháp của McCarthy (2000) và Choudhri và Harura (2006) để nghiên cứu mô hình truyền dẫn của tỷ giá hối đoái lên những quốc gia đó trong mối liên hệ lẫn nhau. Dù ERPT có cao Nhóm 4 – TCDN đêm 1 K19 6 hơn hay không trong các thị trường mới nổi thì nó cũng có ý nghĩa cho việc xác định mọi thành phần của cán cân thanh toán quốc tế cũng như sự lựa chọn chính sách tỷ giá của một quốc gia . Một mức độ cao tương đối của ERPT cho các nước phát triển cũng đã được viện dẫn như là một nhân tố căn bản chứng minh rõ ràng “nỗi sợ hãi của việc thả nổi”. Nó cũng có ý nghĩa bởi vì mức độ ít ảnh hưởng của tỷ giá trong các thị trường mới nổi có thể khiến thị phần của các doanh nghiệp trong nước tăng lên chứ không giảm, có thể do xu hướng toàn cầu. Tuy nhiên những nước trong thị trường mới nổi có những đặc trưng khiến khó đạt được ước tính đáng tin cậy cho ERPT. Một vài nước Đông Nam Á thường xuyên theo đuổi những chính sách linh hoạt trong chính sách tỷ giá hối đoái. Những nước Trung và Đông Âu đã trải qua sự biến đổi cơ bản trong nền kinh tế của họ trong những năm thập niên 90. Cuối cùng Thổ Nhĩ Kì và một vài nước Mỹ Latinh đã trải qua tình trạng nền kinh tế vĩ mô bất ổn định đặc trưng bởi chỉ số lạm phát rất cao và hoặc biến động mạnh của tỷ giá và lãi suất. Những kết quả của chúng ta chỉ hỗ trợ một phần cho quan điểm tạm thời rằng mức độ của ERPT trong các thị trường mới nổi cao hơn trong các nước đã phát triển (ở đây là Mỹ, khu vực Châu Âu và Nhật Bản). Đặc biệt hơn chúng ta nhận thấy rằng, trong các nền kinh tế mới nổi có tỉ lệ lạm phát thấp (đặc biệt là những nền kinh tế Đông Nam Á) tỉ giá tác động đến giá tiêu dùng khá là nhỏ. Liên quan đến điều này, bài viết này tổng thể là một sự ủng hộ cho giả thuyết của Taylor, việc tìm thấy bằng chứng về một mối tương quan cùng chiều giữa hiệu ứng truyền dẫn và lạm phát ở các thị trường mới nổi. Sự liên kết này mang ý nghĩa thống kê thông qua tất cả các phương án xác định khác nhau dưới sự xem xét khi hai nước khác nhau được gộp lại. Vì trong lý thuyết có liên quan, vai trò của hội nhập nói chung được coi nhẹ, thậm chí còn đứng sau vấn đề kiểm soát lạm phát. Nhóm 4 – TCDN đêm 1 K19 7 Nội dung của bài viết được cấu trúc như sau: phần 2 và phần 3 mô tả phương pháp và dữ liệu để nghiên cứu của các quốc gia này. Phần 4 và phần 5 trình bày những kết quả thực nghiệm cho những điểm cơ bản và thay thế, một cách tách biệt 2. Phương pháp luận Bài phân tích được thực hiện bởi việc sử dụng một mô hình VAR chuẩn như sau: Trong đó: Yt đại diện cho chuỗi dừng các biến nội sinh, c là véc tơ hằng số, Фi biểu thị cho các ma trận của hệ số hồi quy εi là các nhiễu trắng. Xác định cú sốc cấu trúc bằng cách sắp xếp thứ tự các biến và ứng dụng phân rã Cholesky cho ma trận hiệp phương làm giảm phần dư εi. (Mô hình Var và phương pháp phân rã Cholesky được giới thiệu cụ thể tại Phụ lục 1) Khi bắt đầu phân tích, Mô hình rút gọn Var trong bài nghiên cứu này cũng như những mô hình nghiên cứu trước đây giới thiệu bởi McCathy năm 2000 và được Hahn năm 2003 sẽ tiến hành nghiên cứu và đưa 06 biến số vào mô hình: chỉ số giá dầu oil t, biến số sản lượng yt, tỉ giá et, chỉ số giá nhập khẩu tính theo nội tệ pimp t, chỉ số tiêu dùng cpit, và lãi suất ngắn hạn it. Trong đó, tỉ giá Nhóm 4 – TCDN đêm 1 K19 8 hối đoái và 2 biến số giá là những biến số chính trong phân tích của chúng ta. Biến số sản lượng và giá dầu được đề cập để nắm bắt những ảnh hưởng thực sự đến nền kinh tế. Biến lãi suất thể hiện thị trường tiền tệ (trong đó có chính sách tiền tệ) tác động tới mối liên hệ đang nghiên cứu. Trong mô hình baseline này, những biến số được nêu trên được sắp xếp theo thứ tự như đã liệt kê. Việc sử dụng một tiến trình được lặp đi lặp lại để nhận diện ra những cú sốc tác động đồng thời đến những biến tương ứng và những biến xếp sau cùng, nhưng lại không có tác động gì đến những biến đứng trước. Vì vậy dễ dàng để sắp xếp hầu hết các biến ngoại sinh, trong trường hợp này biến đầu tiên là giá dầu. Những biến động của giá dầu có thể ảnh hưởng đến tất cả các biến số khác cùng lúc trong hệ thống nhưng giá dầu không thể chính nó bị ảnh hưởng cùng lúc bởi bất kỳ biến động nào khác. Những biến số tiếp theo trong hệ thống là biến đầu ra và tỉ giá hối đoái. Với cách sắp xếp này tác giả cho rằng có sự tác động đồng thời của cú sốc cầu lên tỷ giá, trong khi tác động của cú sốc tỷ giá lên biến đầu ra cần một độ trễ. Những biến số giá được sắp xếp tiếp theo và theo đó được ảnh hưởng cùng lúc đến tất cả những biến động đã đề cập ở trên (cú sốc giá dầu, cú sốc cầu, cú sốc tỉ giá). Theo chuỗi giá cả, giá nhập khẩu đặt trước giá tiêu dùng cho phép một sự tác động cùng lúc của giá nhập khẩu đến giá tiêu dùng nhưng không có chiều ngược lại. Cuối cùng là biến lãi suất (xem xét trong thị trường tiền tệ thông qua chính sách tiền tệ) phản ứng lại đồng thời lên tất cả các biến trong mô hình. Các kỹ thuật cơ bản thể hiện chỉ là một trong nhiều lựa chọn thay thế hợp lý trong điều kiện hiểu biết cho phép. Do đó, tác giả thực hiện phân tích sự biến động (độ nhạy) bằng cách sử dụng hai mô hình khác. 3. Dữ liệu mô tả Trong bài nghiên cứu này chúng tôi tập trung phân tích dữ liệu các quốc gia trên 03 vùng khác nhau trên thế giới, Châu Á (Trung Quốc, Nam Hàn, Singapore, Đài Loàn và Hồng Kông), Trung và Đông Âu (Cộng Hòa Séc, Hungary, Poland) cộng thêm Thổ Nhĩ Kỳ và Mỹ Latin (Argentina, Chile và Mexico). Và nghiên cứu này chỉ chọn những quốc gia có nền kinh tế mới nổi trong những vùng này5. Dữ liệu của mỗi quốc gia sẽ được chọn theo dữ liệu quý trong quá khứ. Giá dầu được đại diện bằng chỉ số dầu thô Nhóm 4 – TCDN đêm 1 K19 9 được tính bằng USD. Biến số sản lượng là GDP, mặc dù trong một vài trường hợp chúng tôi đã sử dụng hàng công nghiệp để có mẫu thời gian lớn hơn. Đối với tất cả các quốc gia chúng tôi áp dụng tỷ giá hối đoái danh nghĩa hiệu quả, bao gồm nội tệ nhập khẩu và giá tiêu dùng, ngoại trừ Trung Quốc - chúng tôi giới hạn phân tích cho giá tiêu dùng bởi vì giá nhập khẩu không có sẵn. Cuối cùng, các công cụ chính sách tiền tệ được đại diện bởi một mức lãi suất ngắn hạn. Bởi vì các thời gian của mẫu được xác định bằng các dữ liệu sẵn có, 6 nó thay đổi giữa các nước (xem phụ lục về mô tả chi tiết các nguồn dữ liệu, và các dòng đầu tiên trong bảng 1 và 2 cho mẫu thời gian đã sử dụng). Bảng 1 tóm tắt về điều kiện kinh tế vĩ mô trung bình trong thị trường mới nổi trong khoảng thời gian lấy mẫu được cho ở bảng dữ liệu 1. Lạm phát trung bình ở mức thấp trong các quốc gia Châu Á, cụ thể là ở Đài Loan và Singapore. Hai nước này quản lí kinh tế tạo nên sự kết hợp hài hòa của GDP thực, lạm phát thấp và tỷ giá hiệu dụng danh nghĩa ổn định, cả về giá trị và thời kỳ biến đổi. Các quốc gia Trung và Đông Âu kết hợp việc sự tăng trưởng sản lượng khoảng 2 và 3% cùng với mức giá tương đối cao, nhưng tỷ lệ lạm phát giảm. Cụ thể hơn, giảm lạm phát đã đạt được trước đó tại Cộng hòa Séc, mặc dù trong bối cảnh suy thoái của một số năm sau cuộc khủng hoảng 1997 của các ngân hàng. Trong thời kỳ được nghiên cứu – trùng hợp với thời kỳ trở lại của các hệ thống kinh tế thị trường, Cộng hòa Séc, Hungary và Ba Lan không những cho phép áp dụng một hệ thống định giá thực theo hiệu ứng Balassa - Samuelson theo một quy trình thống nhất giữa các quốc gia mà còn mở rộng cho vay dưới chuẩn trong thời kỳ đầu của việc tái cấu trúc. Thay vào đó, một số quốc gia trải qua áp lực lạm phát mạnh mẽ trong thời gian được nghiên cứu. Trong đó nổi trội có 2 quốc gia. Argentina chịu các điều kiện tài chính kinh tế vĩ mô không chắc chắn, tại các thời điểm trong lịch sử đã trải qua sự hỗn loạn tài chính dẫn đến thời kỳ siêu lạm phát. Với khó khăn tài chính nghiêm trọng xảy ra nhiều lần, áp lực lạm phát cao và tỷ giá biến động nhiều cũng chiếm ưu thế ở Thổ Nhĩ Kỳ. Mexico cũng trải qua khủng hoảng nặng nề, mặc dù được kiềm chế, thị trường biến động thể hiện qua sự biến động của tỷ giá danh nghĩa hiệu lực. Chile điều hành nền kinh tế bằng cách giữ một mức lạm phát trung Nhóm 4 – TCDN đêm 1 K19 10 bình khá thấp (khoảng 13%) từ năm 1980. Cuối cùng, các nước có thị trường mới nổi trong mẫu nghiên cứu có thể được mô tả như là một nền kinh tế mở đối với cơ cấu kinh doanh của họ. Tiêu chuẩn nhập khẩu như là một tỷ lệ phần trăm của GDP, chúng ta thấy rằng hầu hết các quốc gia có nền kinh tế mở trong mẫu nghiên cứu được sắp xếp theo thứ tự giảm dần, Hong Kong, Singapore theo sau là Cộng hòa Séc và Hungary. Các quốc gia có nền kinh tế lớn hơn, Trung Quốc và Argentina được tìm thấy là tương đối so các quốc gia mới nổi khác trong bài nghiên cứu này. Bảng 2 tóm tắt các điều kiện kinh tế vĩ mô trung bình tại ba nền kinh tế tiên tiến cấu thành tiêu chuẩn so sánh của chúng tôi, cụ thể là, Mỹ, khu vực đồng tiền chung Châu Âu (Euro) và Nhật Bản. Các nền kinh tế này có mức lạm phát trung bình thấp cũng như điều kiện kinh tế vĩ mô ổn định hơn so với thị trường mới nổi. Trên cơ sở lạm phát, trong số các thị trường mới nổi, có thể tìm thấy hệ số thấp nhất ở châu Á và cao nhất Mỹ Latinh, ngoại lệ với Chile. Tuy nhiên, mức độ mở có thể đóng vai trò đối trọng bằng cách làm giảm các tác động đến chỉ số CPI trong các nền kinh tế tương đối đóng cửa Mỹ Latinh, và đem lại tác động tích cực đặc biệt là trong trường hợp của Hồng Kông và Singapore – các nước hầu như mở cửa trong hoạt động thương mại trong bài nghiên cứu của chúng ta. Mức độ ERPT tại mỗi nước được tính bằng cách dự tính một đặc điểm kỹ thuật của mô hình (1) các vector của các biến nội sinh được lựa chọn, bao gồm một chuỗi các thuộc tính của dữ liệu theo thời gian. Các kiểm tra tính dừng (kiểm tra unit root) chỉ ra rằng hầu hết các biến trong các quốc gia được nghiên cứu là biến lưu động (chỉ có mức lãi suất là ổn định trong một số trường hợp), trong khi kiểm định đồng liên kết, Johansen đã cung cấp bằng chứng yếu về mối quan hệ của sự cân bằng dài hạn giữa các biến trong một số nước. Với những đặc tính của dữ liệu, VAR với việc lấy sai phân bậc một dẫn đến việc đi ngược với mô hình Vector sửa lỗi (VECM) nếu đồng liên kết được thực hiện. Tuy nhiên, sự lựa chọn của chúng tôi cũng cho rằng việc phân tích: (i) tập trung vào ngắn hạn thay vì mối quan hệ cân bằng dài hạn các giữa các biến, và (ii) bị hạn chế bởi các mẫu có thời gian ngắn có sẵn cho một số các nền kinh tế thị trường mới nổi. Một sự lựa chọn thay thế khả thi sẽ có được một mô hình VAR ở các cấp độ Nhóm 4 – TCDN đêm 1 K19 11 của các biến. Tuy nhiên, mấu chốt của vấn đề là không thể ước lượng được mức độ cũng như không thể chỉ rõ được mô hình (xem VN của Favero năm 2001). Trong điều kiện có mặt của đồng liên kết, phương pháp cũ sẽ chịu ảnh hưởng từ phi tham số và lỗ hiệu quả. Mô hình VECM sẽ sinh lợi trái ngược với dự đoán nếu như mô hình bị tác động mạnh do vector đồng liên kết sai. Cụ thể hơn, mô hình VAR của chúng tôi lấy sai phân bậc 1 của các biến bao gồm Δoilt, Δyt, Δet, Δpimpt, Δcpit và cuối cùng, tùy thuộc vào kết quả của kiểm định tính dừng cả it hoặc Δit. Tất cả các mô hình được ước tính với các giả định thường xuyên và theo mùa. Độ trễ của VAR đối với mỗi quốc gia được xác định bằng cách xem xét các tiêu chí thông tin khác nhau cũng như một số kiểm định cụ thể. Thông tin tiêu chuẩn được sử dụng để giúp xác định độ trễ tối ưu, nhưng quyết định cuối cùng được dựa trên các kiểm định cụ thể thông qua các mô hình thay thế. Trong hai phần tiếp theo, lần đầu tiên chúng tôi thảo luận về các kết quả tác động của ERPT đối với giá trong nước trong các nền kinh tế mới nổi và so sánh chúng với nhóm các nước tiên tiến. Sau đó, chúng tôi cố gắng để thiết lập một mối liên hệ giữa kích thước của ERPT ở các quốc gia và một số yếu tố khả thi bằng cách tính toán hệ số tương quan. Cuối cùng chúng tôi điều tra sự chắc chắn của những kết quả này bằng cách áp dụng hai phương án xác định thay thế. 4. Kết quả thực nghiệm Các ước tính của tác động ERPT lên giá nhập khẩu và giá tiêu dùng cho tất cả các nước có thị trường mới nổi được tóm tắt trong bảng 3 và thể hiện giá nhập khẩu dao động trong 4 quý và 8 quý liên tục. Đối với hầu hết các quốc gia kết quả cho thấy ERPT tác động đến cả chỉ số CPI và giá nhập khẩu với độ tin cậy đáng kể. ERPT được nhận thấy là ngày càng giảm dọc theo chuỗi giá cả, cụ thể là nó giảm mạnh hơn với giá nhập khẩu hơn là giá tiêu dùng. Cụ thể, một năm sau khi một trong những cú sốc dẫn truyền tác động đến giá nhập khẩu được nhận thấy là cao và số liệu thống kê gần bằng 1 trong các trường hợp của Argentina, Chile, Hungary, Mexico, Ba Lan và Thổ Nhĩ Kỳ, phần nào nhỏ hơn 1 tại Cộng hòa Séc và Hàn Quốc, và nhỏ hơn hẳn 1 ở các nước châu Nhóm 4 – TCDN đêm 1 K19 12 Á. Người ta nhận thấy ERPT tác động đến CPI cao nhất ở Hungary và Mexico. Ở Châu Á, người ta thấy rằng tác động của passthrough đến CPI thấp thể hiện rõ ở cả 4 quý và 8 quý ở bảng 3 và 4. Liên quan đến Singapore, trong khi số ước lượng điểm của các hệ số được tìm thấy là âm, nhưng chúng gần bằng 0. Sau đó, chúng tôi áp dụng cùng một phương pháp trên với các khu vực EU (dùng đồng Euro), Mỹ và Nhật Bản để đánh giá liệu mức độ tác động dẫn truyền ở các khu vực này có cao hơn ở các thị trường mới nổi hay không. Bảng 5 cho thấy các bằng chứng đối với khu vực đồng Euro là phù hợp với dự toán được tìm thấy bởi các nghiên cứu tương tự (xem Hahn, 2003) 10 cũng như các phương pháp khác (ví dụ Anderton, năm 2003, và Campa etl., năm 2005, giá nhập khẩu). Các ước tính với US phù hợp với lập luận cho rằng tác động ERPT là rất thấp ở Hoa Kỳ, cả về nhập khẩu và giá tiêu dùng (xem Gagnon và Ihrig, năm 2004, cho giá tiêu dùng). Tại Nhật Bản, người ta nhận thấy tác động ERPT đến CPI là rất nhỏ, thể hiện rõ ở cả 4 quý và 8 quý ở bảng 3 và 4. Về giá nhập khẩu, mức dự tính cho Nhật Bản cao hơn ở khu vực EU và US, và phù hợp với các số liệu thống kê mức độ ảnh hưởng sau một năm. So sánh các dự tính về mức độ tác động pass-through ở các nền kinh tế tiên tiến và mới nổi, kết quả nghiên cứu của chúng tôi một phần nào thay đổi cách suy nghĩ thông thường rằng mức độ ảnh hưởng của ERPT ở thị trường mới nổi luôn cao hơn ở các nước phát triển. Đặc biệt, với một nền kinh tế mới nổi có lạm phát thấp thì tác động pass-through với giá tiêu dùng là thấp. Bước tiếp theo trong phân tích của chúng tôi là thu thập một số kiến thức về các yếu tố kinh tế vĩ mô của ERPT. Chúng tôi bắt đầu bằng cách khám phá liệu bằng chứng về mối tương quan thuận chiều giữa pass-through và lạm phát có phù hợp với giả thuyết của Taylor. Cho mục đích minh họa, chúng ta bắt đầu của chúng tôi bắt đầu phân tích trực quan các mối liên hệ giữa mức độ ảnh hưởng của ERPT sau một năm và lạm phát cho các thị trường mới nổi trong ví dụ minh họa. (xem hình 1). Nhóm 4 – TCDN đêm 1 K19 13 Hình 1: (trục Ảnh 0y: hưởng phản giá ứng hàng của giá hóa và tiêu dùng lạm đối phát với trung 1% thay bình đối trong trong thị tỷ trường giá sau mới một nổi năm; trục 0x: lạm phát trung bình trong giai đoạn dự báo) Lưu ý: mô hình sử dụng là mô hình baseline (xem nội dung của bài viết để biết chi tiết): Các nước được thể hiện trong biểu đồ gồm: 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), Hong Kong (HK), Đài Loan (TW), Singapore (SG). Qua biểu đồ 1, ta có thể thấy 2 nhóm lớn. Nhóm quốc gia thứ nhất có mức lạm phát trung bình hàng năm nhỏ hơn 10% như trong ví dụ, kinh nghiệm cho thấy là mức độ thấp của ERPT (nhìn chung là nhỏ hơn 10%). Nhóm quốc gia thứ 2 có tỷ lệ lạm phát trung bình rõ ràng là cao hơn, chẳng hạn như 10-20%, được đánh giá là mức độ phụ thuộc cao hơn của chỉ số giá tiêu dùng với ERPT (khoảng 40%). Những nhóm quốc gia này dường như ít nhất minh chứng cho thuyết Taylor. Hai nước khác trong ví dụ của chúng ta, Argentina và Thổ Nhĩ Kỳ rõ ràng là khác biệt, vì họ có sự kết hợp giữa tỷ lệ lạm phát rất cao (hơn 60%) và có pass-through Nhóm 4 – TCDN đêm 1 K19 14 thấp đến giá cả tiêu dùng. Bằng mô hình đơn giản nếu cho hai quốc gia trên vào phân tích thì thuyết của Taylor hoàn toàn thất bại. Tuy nhiên phương pháp VAR có lẽ không thích hợp cho các quốc gia đã có kinh nghiệm đáng kể trong việc ổn định kinh tế vĩ mô như đã phản ánh trong nền kinh tế siêu lạm phát và lạm phát cao. Lấy ví dụ ở Argentina, mở rộng mẫu đủ lớn để phân tích nhiều hơn cho các biến tài chính. Bằng cách hạn chế thời gian của các mẫu để loại trừ các đoạn lạm phát cao, theo đó, không chỉ làm dữ liệu dài trở nên rất ngắn mà làm cho mẫu trở nên nhỏ hơn , có lẽ làm cho sai lạc, hình ảnh của đoạn lạm phát cao. Ví dụ như một giai đoạn có thể kết thúc với lạm phát cao, trong suốt thời kỳ đó nền kinh tế vĩ mô vẫn tiếp tục ổn định và kết hợp với đồng tiền bị định giá cao (sự phản ứng từ sự định giá quá thấp đối với siêu lạm phát). Theo các trường hợp trên, do đó nó trở thành khó khăn để xem xét mối quan hệ giữa thay đổi tỷ giá và giá cả trong một môi trường tăng trưởng bất thường -môi trường kinh tế không ổn định. Phương pháp VAR và ước lượng cho các nền kinh tế nói chung dường như không có ý nghĩa trong việc đo lường pass-through nếu như giá cả, tỷ giá và lãi suất quá biến động. Tóm lại, giả thuyết của Taylor đã có một ý nghĩa nhất định ngoại trừ trường hợp của Thổ Nhĩ Kỳ và Argentina Mô hình cũng nhấn mạnh mối tương quan thuận chiều giữa pass-through và lạm phát được xác nhận hai phương pháp đo lường tiêu chuẩn của sự tương quan - sản phẩm thời điểm của Pearson, và hệ số tương quan xếp hạng của Spearman giữa hệ số của passthrough và một số các yếu tố quyết định đáng tin cậy. Các kết quả thể hiện trong Bảng 6. Những phương pháp đo lường này chỉ ra rằng có một sự tương quan cùng chiều giữa “pass -through” và lạm phát tại T=4, T=8. Các hệ số tương quan này có giải thích cao cả trong trường hợp của Pearson và Spearman. Hệ số tại T= 4 và T= 8 ở mức ý nghĩa 1%. Các phương pháp đo lường của sự bất ổn kinh tế vĩ mô cũng tương quan cùng chiều với ERPT, mặc dù mức độ ý nghĩa nói chung là hơi nhỏ hơn. Tương tự như vậy với Choudhri và Hakura (2006) và McCarthy (2000), chúng tôi tìm thấy rất ít bằng chứng của một mối quan hệ cùng chiều giữa ERPT đến giá cả tiêu dùng và mức độ mở cửa. Phát hiện này cho thấy có sự tương quan cùng chiều giữa các biến, như là kết quả từ kênh chuyển giao từ giá nhập khẩu lên giá tiêu dùng. Theo báo cáo của Romer (1993) có một sự tương quan nghịch giữa lạm Nhóm 4 – TCDN đêm 1 K19 15 phát và độ mở. Khi lạm phát được kiểm soát, hệ số tương quan giữa “pass -through” và mức độ mở cửa là cùng chiều, mặc dù theo thống kê thì không đáng kể. 5. Sự Thay Thế Trong phần này, chúng tôi đánh giá lại kết quả của mô hình baseline thì có ý nghĩa như thế nào với việc lựa chọn mô hình ban đầu và việc thay đổi các biến. Chúng tôi ước lượng lại mô hình với hai mô hình mới khi thay đổi thứ tự giữa các biến dựa trên phân rã Cholesky. Mô hình thay thế đầu tiên, các biến được sắp xếp theo thứ tự như sau: oil t , it , yt , et , pimpt , cpit, cụ thể biến lãi suất đưa lên trước biến tỷ giá, theo như đề xuất của Choudhri et al. (2002). Trật tự này cho thấy sự phản ứng cùng lúc của tỷ giá hối đoái khi chính sách tiền tệ thay đổi. Điều này có thể được giải thích trên quan điểm carry-trade chuẩn, nơi lãi suất cao làm cho tài sản quy theo tiền tệ sẽ hấp dẫn hơn bằng cách khai thác, cụ thể là sự thất bại của phương trình kinh doanh chênh lệch giá. Ước lượng “pass -through” trong mô hình này nhìn chung là tương tự như mô hình đã thảo luận trước đó (xem bảng 7 và 8). Một ngoại lệ là Hungary, nơi ước tính của ERPT cho cả hai giá nhập khẩu và chỉ số CPI giảm đáng kể. Về giá nhập khẩu, như trước đây một năm sau cú sốc, hệ số tác động được xem là cao và không thay đổi đáng kể với con số 1 tại Argentina, Mexico và Ba lan. Trong trường hợp của Chile, hệ số truyền dẫn lên giá nhập khẩu thì thấp hơn và gần hơn với giá của Cộng hòa Séc và Hàn Quốc trong một năm sau khủng hoảng (Khoảng 0,7 và 0,8). Trong trường hợp của Singapore và Đài Loan, một năm sau cú sốc mức độ truyền dẫn lên giá nhập khẩu vẫn duy trì thấp, nhưng đối với Singapore có sự tăng lên đáng kể 2 năm sau cú sốc. Về mặt CPI, hệ số tryền dẫn vẫn duy trì như lúc trước là luôn nhỏ hơn giá nhập khẩu tương đương. Một năm sau cú sốc, hệ số trên được xem như cao nhất ở Cộng hòa Séc, Mexico và Ba Lan. Ở Châu Á, ERPT tác động đến giá tiêu dùng một lần nữa được nhận thấy vẫn giữ giá trị thấp. Lại một lần nữa, trong trường hợp của Singapore, mặc dù ước lượng điểm của hệ số tương quan cho thấy Nhóm 4 – TCDN đêm 1 K19 16 ngược chiều, nhưng chúng gần bằng 0. Toàn bộ kết quả ở các quốc gia có đặc điểm là tỷ lệ lạm phát trung bình nhỏ hơn 10% nhìn chung được mô tả là có mức độ tác động giữ nguyên vừa phải của tỷ giá. Như trước đây ở Argentina và Thổ Nhĩ Kỳ, điểm nổi bật là tác động tỷ giá thấp đến giá cả tiêu dùng. Ngoại trừ hai nước trên, hệ số tương quan giữa truyền dẫn và lạm phát vẫn được xem là cùng chiều sau 4 quý và 8 quý, mặc dù mức ý nghĩa thấp hơn trong kịch bản đầu mà chúng ta đã đánh giá (xem bảng 9). Chính sách ổn định vĩ mô và ERPT có mối quan hệ cùng chiều khi được xem xét với các mức ý nghĩa khác nhau cả năm thức nhất và năm thứ hai. Cuối cùng, một lần nữa chúng tôi không tìm thấy bằng chứng về mặt thống kê của mối liên hệ giữa ERPT và mức độ mở cửa, thậm chí sau khi đã điều chỉnh lạm phát. Mô hình thay thế thứ 2 so với mô hình baseline là trường hợp phân chia bao gồm cả sự hiệu chỉnh thay đổi biến số và trật tự của chúng trong phương pháp phân rã Cholesky. Ở mô hình trước chúng tôi đã đưa biến số giá dầu lên trước bởi vì giá dầu không chỉ ảnh hưởng sản lượng cung trong nước mà còn ảnh hưởng đến foreign costs, vì vậy để mô hình thích hợp hơn chúng tôi xem biến tỉ giá ảnh hưởng lên foreign costs là biến ngoại sinh. Có một luận cứ tương tự cho thấy tầm quan trọng của giá nội địa. Vì thế chúng tôi thay thế mô hình giá dầu bằng giá của nhà sản xuất nội địa (ppi), vì nó là biến cần thiết phải được đóng góp trong mô hình. Một biến thay thế để sử dụng cho mục đích này là tiền lương. Tuy nghiên, biến số này không có sẵn cho việc xem xét số lượng lớn ở các nước. Trong mô hình thay thế 2 khi xem xét thay đổi trật tự các biến số chúng tôi đưa ra giả thiết quan trọng rằng tỉ giá hối đoái không bị ảnh hưởng đồng thời bởi những cú sốc của bất bỳ những biến khác trong mô hình, tức là thứ tự của các biến được sắp xếp như sau : et , pimpt , yt , ppit , cpit it .Có một tài liệu lớn cho các cuộc thảo luận về ERPT dựa vào cấu trúc mô hình các biến khác nhau, đưa ra những kết luận về mặt lý thuyết khác nhau liên quan đến sự quyết định của tỉ giá hối đoái tùy thuộc vào sự giả định của mô hình (xem ví dụ của Marston, 1990, và Devereux et al, 2006). Trong những mô hình này đưa ra giả định công ty được định giá bằng nội tệ hay bằng ngoại tệ.Trong khi những mô hình này cung cấp sự nhìn nhận chặt chẽ trong các khái niệm về ERPT dựa vào những giả định khác nhau của mô hình, chúng có xu hướng đưa đến kết luận quan trọng là có sự liên Nhóm 4 – TCDN đêm 1 K19 17 quan đồng thời giữa tỉ giá hối đoái và chính sách nhà nước. Tất cả những bài nghiên cứu này cho thấy các biến số vĩ mô có tác động đến tỉ giá hối đoái trong ngắn và trung hạn. Nó thì không đơn giản để tìm thấy sự đảo chiều của tỷ giá thực- biến động gần đây bị gây ra bởi sự tăng lên của tỷ giá danh nghĩa mà tỷ giá này thì không dễ được giải quyết bởi chính sách của nhà nước. Liên quan vấn đề này, mô hình thay thế 2 cho phép tỉ giá hối đoái chịu sự ảnh hưởng bởi những cú sốc của những biến khác nhưng với một độ trễ, ngụ ý rằng ít nhất những yếu tố khác có khuynh hướng chi phối (ví dụ những giao dịch nhiễu hay thông tin không hoàn hảo – cả 2 yếu tố này đều có vai trò rất quan trọng trong những thị trường mới nổi). Mặc dù mô hình này tương đối khác nhau, nhưng các kết quả mà chúng ta có được là đáng chú ý, tương tự như những thảo luận trong phần trước (Bảng 10 và 11). Ảnh hưởng của pass – through qua giá nhập khẩu gần bằng 1 trong cả hai trường hợp 1 và 2 năm, tại Argentina, Chile, Hungary, Ba Lan, Mexico và Thổ Nhĩ Kỳ, trong khi nó được ước tính là thấp hơn rất nhiều so với các nước châu Á và Cộng hòa Séc. Pass – through của giá tiêu dùng thường thấy là thấp hơn so với pass - through của giá nhập khẩu cho tất cả các nước và trong trường hợp của một số nước châu Á là gần bằng không sau một và hai năm. Lặp lại các phân tích tương quan, chúng tôi luôn tìm thấy bằng chứng về mối tương quan cùng chiều đáng kể giữa chỉ số CPI, pass - through và lạm phát (ở mức 1%), sau khi loại trừ Argentina và Thổ Nhĩ Kỳ ra khỏi mẫu (xem Bảng 12). Các hệ số tương quan giữa CPI passthrough và các giải pháp ổn định kinh tế vĩ mô cũng cùng chiều và hầu hết đều có nghĩa cho toàn bộ chuỗi thời gian được xem xét. Mối liên hệ giữa CPI, pass- through và sự mở cửa là tương quan cùng chiều với điều kiện lạm phát được kiểm soát, nhưng không có ý nghĩa thống kê đáng kể. 6. Tổng kết Bài viết này cung cấp bằng chứng thực nghiệm cho toàn cảnh của thế giới về tác động của ERPT đối với giá nội địa dựa trên mô hình vec-tơ tự hồi quy cho một mẫu một số nước, bao gồm một số lượng lớn thị trường các nước đang phát triển từ ba khu vực Nhóm 4 – TCDN đêm 1 K19 18 phát triển nóng trên thế giới và một nhóm các nước công nghiệp. Thông qua tất cả các quốc gia, kết quả chỉ đến một sự suy giảm của ERPT theo chuỗi giá. Phân tích này phần nào cho thấy lập luận thông thường rằng ERPT trong nền kinh tế "đang phát triển" thì luôn cao hơn so với nền kinh tế "phát triển" là không chính xác. Đối với thị trường đang phát triển với tỷ lệ lạm phát hàng năm là 1 con số (nhất là các nước châu Á) thì ERPT thấp và không khác nhiều so với các nước kinh tế phát triển. Nhìn thổng thể, ta thấy mối liên hệ giữa pass- through và lạm phát có ý nghĩa thống kê khi loại trừ hai quốc gia Argentina và Thổ Nhĩ Kỳ ra khỏi mẫu. Ngoài ra, các bằng chứng về một mối tương quan thuận giữa pass -through và sự mở cửa có vẻ yếu hơn so với giữa passthrough và lạm phát, ngay khi lạm phát được kiểm soát. Nhóm 4 – TCDN đêm 1 K19 19 Phụ lục: Nguồn dữ liệu Dữ liệu thị trường đang phát triển sử dụng trong báo cáo này bao gồm một khoảng thời kỳ mẫu tối đa giữa 1975:1 đến 2004:1 (xem hàng đầu tiên của Bảng 1). Đối với khu vực Euro, Mỹ và Nhật Bản, thời kỳ mẫu bắt đầu từ 1983:1. Các mẫu chính xác cho mỗi quốc gia đang phát triển, tùy thuộc vào dữ liệu sẵn có, được mô tả trong hàng đầu tiên của bảng 1. Các nguồn tương ứng như sau: Giá dầu trên danh nghĩa: Thống kê của IMF ( viết tắt là IFS) -,Giá UK Brent trên USD (dòng 11.276). Kết quả: Chúng tôi sử dụng tổng sản phẩm quốc dân đối với Hồng Kông, Hàn Quốc, Singapore, Hungary, Thổ Nhĩ Kỳ, Chile (theo IFS, dòng 99bvp), Nhật Bản và Mexico (OECD), khu vực euro (từ ECB’s area Wide Model – gọi tắt là AWM, xem Fagan và cộng sự, 2005), Đài Loan và Argentina (dữ liệu quốc gia), và Hoa Kỳ (từ IFS, dòng 99bvr). Do thiếu các dữ liệu sẵn có, chúng tôi lựa chọn dữ liệu của công nghiệp sản xuất trong các trường hợp của Trung Quốc (dữ liệu quốc gia) Cộng hòa Séc (OECD) và Ba Lan (IFS dòng 66). Tỷ giá hối đoái danh nghĩa có hiệu lực: Chúng tôi sử dụng tỷ giá danh nghĩa có hiệu lực từ IFS (dòng nec) cho tất cả thị trường đang phát triển , nhưng Hong Kong, Hàn Quốc, Singapore và Đài Loan (BIS), Thổ Nhĩ Kỳ Mexico (OECD) và Argentina (JP Morgan). Đối với Mỹ và Nhật Bản, chúng tôi sử dụng dữ liệu IFS (dòng neu), và dữ liệu AWM cho khu vực euro. Chỉ số giá nhập khẩu: Chúng tôi sử dụng dữ liệu về giá nhập khẩu (chỉ cho hàng hoá) từ IFS (dòng 76) cho các nước Mỹ, Nhật Bản, Hàn Quốc, Singapore, Hungary và Ba Lan, và từ các nguồn thay thế trong trường hợp sau: khu vực đồng euro (dữ liệu ECB), Đài Loan, Argentina và Mexico (dữ liệu từ quốc gia). Trong trường hợp của Chile, chúng tôi kết hợp dữ liệu giá nhập khẩu từ dòng 76 IFS cho đến 1995:4, và sau đó Banco de Chile nhập khẩu giảm dữ liệu. Do không có sẵn dữ liệu, chúng tôi sử dụng dữ liệu nhập khẩu cho Cộng hòa Séc (OECD OEO), và đơn vị IFS giá trị nhập khẩu (dòng 75) cho Hồng Kông và Thổ Nhĩ Nhóm 4 – TCDN đêm 1 K19 20
- Xem thêm -