sự truyền dẫn tỷ giá hối đoái tại các thị trương mới nổi

Đối với các thị trườn g m ới nổi n ơi lạm phát ch ỉ có 1 con số cụ thể là các nước châu Á, sự truyền dẫn đến các chỉ số giá nhập khẩu và tiêu dùn g được kết luận là thấp và không quá khá

T RƯỜNG ĐẠ I HỌC K I N H TẾ THÀN H PHỐ H Ồ C HÍ MINH

BỘ MÔN TÀI CHÍN H QUỐC TẾ

Đề tài:

SỰ TR UYỀN DẪN T Ỷ GIÁ HỐ I ĐOÁI TẠI CÁC THỊ TRƯỜNG MỚI N ỔI

Tp.Hồ Chí Mi nh, tháng 06 năm 2013

TÓM TẮT

Mục tiêu nghiên cứu chính của bài viết này là tìm hiểu mức độ truyền dẫn tỷ giá hối đoái (ERPT ) vào các chỉ số giá tại 12 thị trường mới nổ i ở châu Á, Mỹ Latinh, T r un g và Đôn g Âu Dựa vào 3 mô hình tự hồi quy vector (VAR), tác giả đã đưa ra c ác kết luận sau Quan niệm t ruyền thống rằng mức truy ền dẫn tỷ giá hối đoái (E RPT) vào các chỉ số giá nh ập khẩu và tiêu dùng tại c ác n ước

"đang phát triển" luôn cao hơn các n ước "phát triển" đã phần nào bị bác bỏ Đối với các thị trườn g

m ới nổi n ơi lạm phát ch ỉ có 1 con số (cụ thể là các nước châu Á), sự truyền dẫn đến các chỉ số giá nhập khẩu và tiêu dùn g được kết luận là thấp và không quá khác biệt so v ới m ức truyền dẫn của các nền kinh tế tiên tiến Ngoài ra, đồn g ý kiến với giả thiết của Taylor, bài nghiên cứu này cũng tìm thấy chứn g cứ x ác thực về mối quan h ệ cùng chi ều giữa mứ c độ tr uyền dẫn E RPT và lạm phát Cuối c ùn g, k ết quả n ghiên cứu cho thấy t uy hợp lý về mặt lý thuyết nhưng mối l iên kết cùn g chiều giữa vi ệc mở cửa nhập khẩu và ERPT lại khôn g được hỗ trợ bởi các chứn g cứ thực n ghiệm vững chắc

MỤC LỤC

1 GI I THI U 4

2 T NG QUAN C ÁC K T QU N GHIÊN C U TR C ĐÂY 4

3 PH NG PHÁP NGHIÊN C U & D LI U 6

3.1 Ph n g pháp nghiê n c u 6

3.2 D li u 8

4 N I DUNG & CÁC K T QU N GHIÊN C U 11

4.1 Mô hình c b n 11

4.2 Mô hình thay th 1 14

4.3 Mô hình thay th 2 15

5 K T LU N 16

6 TÀI LI U THAM K H O 17

GI I THI U

T rên phương diện chính sách, vi ệc hiểu được tầm ảnh hưởng của những biến động trong tỷ giá hối đoái lên các chỉ số giá là rất quan trọng, gi úp định hướn g để đưa ra các ch ính sách tiền t ệ thích hợp Các n ghiên cứu thực n ghi ệm đã chỉ r a rằng trong n gắn và tr un g hạn nh ữn g thay đổi trong

tỷ giá và giá cả không diễn ra cùng lúc Trong suốt 3 thập kỷ qua, một lượn g lớn các học thuyết đã được phát triển nhằm lý giải tại sao truyền dẫn t ỷ giá (E RPT) vào giá nhập khẩ u và giá tiêu dùn g không hoàn chỉnh Các phân tích thực n ghi ệm cũn g đưa ra chứn g cứ về sự khác nhau rõ rệt trong ERPT giữa các n ước Một luận cứ chính trong vấn đề này được Taylor (2000) đề cập đến, ôn g là người đặt ra giả thiết mức độ phản ứn g của giá đối với biến độn g tỷ giá ph ụ thuộc cùn g ch iều với lạm phát

Mức độ truyền dẫn tỷ giá hối đoái (ERPT) vào các chỉ số giá được bài viết này ngh iên cứu trong 12 thị trườn g m ới nổi tại châu Á, Mỹ Lat inh, Trung và Đôn g Âu E RPT có cao hơn tại các thị trường mới nổi h ay khôn g có ý n gh ĩa quan trọng trong việc xác định cán cân thươn g mại và cơ chế

tỷ giá của một nước Một m ức truyền dẫn tươn g đố i cao tại các nước đan g phát triển cũng đã từng được đề cập đến như một nguyên nh ân của "nỗ i sợ thả nổi" của các n ước đan g phát triển ERPT còn quan trọn g bởi truyền dẫn thấp tại cá c thị trườn g m ới nổi có thể n gụ ý rằn g sức m ạnh thị trường của doanh nghiệp tại những nước này đang lớn dần nên, không phải đan g giảm như xu h ướn g toàn cầu hóa có thể gợi ý Để thực hiện đề tài này, tác giả đã sử dụng một m ô hình được McCarthy (2000) phát triển cho các quốc gia tiên tiến và được Hahn (2003) ứng dụng cho khu vực đồng euro Đó là các m ô hình tự hồ i quy v ector, t rong đó bao gồm các biến số cơ bản như sản lượng, tỷ giá hối đoái, giá nhập khẩu và tiêu dùng, lãi suất ngắn hạn và giá dầu Phươn g pháp tự hồi quy vector này cho phép tính đến yếu tố nội sinh giữa các biến đan g x em xét Nh ững cú sốc t ỷ giá được xác định bằng cách sắp xếp các biến hợp lý và áp dụn g ph ươn g ph áp xác định h ệ số đệ quy Vì thứ tự sắp xếp các biến số là quan trọng n ên tác giả đã tiến hành phân tích độ nhạy đối v ới các thứ tự sắp xếp biến khác nhau Đ ể ph ục vụ mục đích so sánh, bài viết đã xây dựng mô hình chuẩn từ các nền kinh tế phát triển như khu v ực đồng e uro, Mỹ và Nhật

Các kết quả n ghiên c ứu trong bài vi ết này khẳn g định r ằn g ERPT giảm theo chuỗ i giá cả Ví

dụ như sự truyền dẫn vào giá tiêu dùn g thấp hơn vào giá nhập khẩu Có chứng cứ cho thấy ERPT thấp tại các quốc gia ph át triển, cụ thể như tron g trườn g hợp của Mỹ và giá tiêu dùn g như t ại Nhật Phù hợp với các n ghi ên cứu trước đây, ERPT tại khu vực đồn g euro hơi c ao hơn tại Mỹ, đối với cả

2 chỉ số giá tiêu dùn g và nhập kh ẩu Ngo ài r a, phân tích của tác giả cũng phần n ào bác bỏ quan niệm truyền thống rằng ERPT tại các quố c gia "m ới nổi" luôn cao h ơn các nước "phát triển" Đối với nhữn g nền kinh tế đang phát triển, với chỉ số lạm phát là 1 con số (như ở các nước châ u Á), ERPT thấp và không quá khác biệt so với mức độ phổ biến ở các nền kinh tế phát triển Một cách khái quát hơn, bài vi ết này khẳng định m ột m ối quan h ệ cùng chiều giữa mức độ E RPT và lạm phát, điều này ph ù hợp với giả thiết c ủa T aylor Kết luận này ch ỉ trở nên rõ ràng sau khi loại bỏ

Ar gent ina và Thổ Nhĩ Kỳ do nhữn g trở ngại liên quan đến sự bất ổn kinh tế vĩ mô tại 2 quốc gia này Cuối cùn g, kết quả ngh iên cứu cho thấy tuy hợp lý về m ặt lý thuyết nhưng mối liên kết cùn g chiều giữa việc m ở cửa nhập khẩu và E RPT lại khôn g được hỗ trợ bởi các chứn g cứ thực ngh iệm vững chắc

T rong suốt 2 thập kỷ qua, nhi ều nghiên cứu kinh tế về truyền dẫn tỷ giá hối đoái (E RPT) đã được phát triển Bắt nguồn từ nhữn g lập trườn g khác nha u, nghiên cứu thực n ghi ệm xem xét vai trò của E RPT tại các nền kinh tế lớn và nhỏ Các ngh iên cứu được tiến hành cho các nước phát triển bao gồm An dert on (2003), Campa và Gol dberg (2004), Campa et al (2005), Gagnon v à Ihrig (2004), Hahn (2003), Ihrig et al (2006) và McCart hy (2000) Các tài liệu áp dụn g cho cá c quốc gia

m ới nổi như Cho udhri v à Hakura (2006), Fr ankel et al (2005) và Miha ljek et al (2000)

Các nhà kinh tế học thường đưa r a một giả định đơn giản hóa r ằng giá của hàn g hóa mua bán được - m ột khi được thể h iện bằn g cùng loại tiền tệ - là bằn g nhau giữa các n ước Điều này đồng n gh ĩa vớ i điều kiện ngang bằn g sức m ua (purchasin g-po wer parity) có h iệu lực T uy nhiên, về

m ặt thực nghiệm , giả định này nhìn ch ung ít được ủn g hộ, ít nhất là trong trường hợp của các mẫu nhỏ và trong ngắn và trung hạn Cung với các bằng chứn g này, tài liệu lý thuy ết được ph át triển trong 2 thập kỷ qua đã đưa ra nhữn g lý giải khác nhau về việc tại sao E RPT lại không hoàn thiện Dorn busch (1987) cho rằng truyền dẫn không hoàn chỉnh là do các doanh n ghi ệp hoạt độn g trong

m ột t hị trường cạnh tranh không hoàn hảo và điều chỉnh biên độ ( và khôn g chỉ giá) khi có biến động tỷ giá hối đoái Bur stein et al (2003) thì nhấn mạnh v ai trò của nguyên vật liệu đầu v ào trong nước (không được giao dịch) trong chuỗi ph ân phối h àng hóa giao dịch được Burstien et al (2005) chỉ ra c ác vấn đề về đo lườn g CPI, t rong đó bỏ qua sự điều chỉnh chất lượng của hàn g hó a giao dịch được Một hướng lý giải khác nhấn mạnh hơn về vai trò của các nhà chức trách tiền tệ và tài khóa thông qua việc phần nào làm giảm ảnh hưởn g của thay đổi tỷ giá lên giá cả (Gagnon và Ihrig, 2004) Mặt khác, Devere ux và Engel (2001) và Bacch etta và van Wincoop (2003) khám phá vai trò của việ c định giá đồn g tiền địa phương trong v iệc làm giảm m ức độ E RPT

Để ch ứng minh cho các lý thuy ết khác nhau này, tài liệu thực n gh iệm cho cả các nền kinh tế tiên tiến và m ới nổi đã tìm t hấy chứng cứ v ề E RPT không hoàn chỉnh Các n ghiên cứu này c ùn g chỉ

ra sự khác biệt đáng k ể giữa các nước, dẫn đến câu hỏi các yế u tố quy ết định mức độ truyền dẫn là

gì Taylor (2000) đã đưa ra giả thiết rằng độ nhạy c ủa giá cả đố i với dao độn g trong tỷ giá chắc chắn phụ thuộ c vào lạm phát Lý lẽ đằn g sa u giả thiết này liên quan đến m ối tươn g quan cùn g chiều giữa m ức độ và tính lâu dài của lạm phát, cùn g với m ối liên hệ giữa tính lâu dài của lạm phát và truyền dẫn M ối liên hệ thứ 2 này có thể được diễn tả như sau: lạm phát càn g kéo dài thì biến độn g

tỷ giá càn g ít được cho là tạm thời và doanh nghiệp càn g có x u hướng ph ản ứng thông qua điều chỉnh giá

Các ch ứn g cứ từ các n ghiên cứu khác nha u nhìn ch ung ủng hộ giả thiết của T aylor Tuy nhiên, mối quan hệ cùn g chiều giữa mức độ tr uyền dẫn v à lạm phát càn g nổi trội hơn kh i các thị trường mới nổ i được đưa vào thời kỳ mẫu (t ham khảo Cho udhfi v à Hakura, 2006) Điều này có lẽ là không đán g n gạc nhi ên do luận điểm lý t h uyết c ủa T aylor càng trở nên có ý n ghĩa khi lạm phát càn g cao

Một yếu tố quyết định quan trọng khác c ủa E RPT , từ quan điểm lý thuyết, là mức độ mở cửa thươn g m ại của một quốc gia Mối liên hệ tức thời giữa 2 biến số này là dươn g (c ùng ch iều):

m ột nước càn g m ở cửa thì biến độn g tỷ giá càng được chuyển dịch vào CPI thông qua giá nhập khẩu T uy nhi ên, bức tranh trở nên phức tạp hơn khi xét đến v iệc lạm phát có thể tương quan n gược chiều v ới sự mở cửa, nh ư trong nghiên cứu thự c n ghiệm c ủa Rom er (1993) Điều này dẫn đến một suy luận gián tiếp rằn g sự m ở cửa tươn g quan n gược chiều với lạm phát và m ức độ truyền dẫn (khi xem xét giả thiết c ủa Taylor) Các kênh trực tiếp và gián tiếp này đi theo 2 hướn g ngược nh au và do

đó, dấu c ủa m ối tươn g quan giữa tr uyền dẫn và sự mở cửa có thể là dươn g hoặc âm

PH NG PHÁP NGHIÊN C U & D LI U

T rong bài nghiên cứu n ày, tác giả xem xét lại các kết quả n ghiên cứu, kh ám phá mức độ ERPT và sự khác nha u giữa các quốc gia bằn g c ách ước lượn g m ô hình tự hồi quy vector (VAR) cho các n ước mới nổi và cho các nền k inh tế côn g n ghiệp hóa chính (khu vực đồn g euro, Mỹ và Nhật; các nước này được dùng làm nhóm kiểm soát) Phươn g pháp ph ươn g trình đồn g thời được dùng để giải quyết vấn đề nội sinh giữa các biến số Các ph ương pháp phươn g trình đơn, thườn g bỏ qua tính đồn g thời, sẽ khôn g m ang lại các kết quả đáng tin cậy Hơn nữa, mô hình được tác giả chọn còn phù hợp vì nó cho phép chỉ ra các phản ứn g linh hoạt của các biến số đối với các c ú sốc ngoại sinh qua thời gian Các tài liệu nghiên cứu từ trước đến nay chỉ ước lượn g m ô hình một phươn g trình hoặc hệ t hống các phươn g trình cho một quốc gia cụ thể, hoặc thiết lập m ô hình một phươn g trình cho m ột tập hợp nhiều quốc gia (ví dụ như trong Cho udhri và Hakura, 2006 và Mihaljek et a l., 2000) T rong bài nghiên cứu c ủa m ình, tác giả áp dụn g phương pháp hệ thống các phươn g trình cho nhiều nước trong 3 kh u v ực thị trườn g m ới nổi của thế giới là châ u Á, Mỹ Latinh

và Trung và Đôn g Âu Bên cạnh đó, tác giả cũn g sử dụng chính ph ương pháp này cho 3 nền kinh t ế công n ghi ệp chính để cho phép so sánh kết quả giữa các nước Việc ước lượng mô hình cho từng nước trong khoản g thời gian dài nhất có thể nhằm đưa ra các ước lượn g ch ính xác nhất có thể về độ truyền dẫn cho từng quốc gia Về m ặt này, một điều k iện tiên quy ết cho phân tích là việc tạo ra một

cơ sở dữ liệu ph ù hợp v à có thể so sánh được cho từn g n ước với tần g suất hàng quý Đây là một thách thức lớn do sự sẵn có và chất lượng c ủa dữ liệu tại các thị trương mới nổi là khôn g đảm bảo Ngoài ra, t ác giả còn sử dụn g tươn g đố i nhi ều biến số tron g phương pháp hệ thống của mình nhằm đảm bảo tính linh độn g v à tránh bỏ sót biến số

Mô hình VAR dùng trong bài vi ết này gồm 6 biến (6-v aria ble VAR), và được viết như sau:

(1) , t rong đó :

- : vector 06 biến nộ i sinh: giá dầu, sản lượn g, tỷ giá, giá nh ập khẩu, giá tiêu dùn g và lãi

suất ngắn hạn Các biến n ày sẽ được diễn giải cụ thể hơn trong phần tiếp theo

- : vector các h ằn g số

- : m a trận hệ số tự hồi quy, kích thước 6x6

- : vector các nh iễu trắn g

- Việc nhận dạng cú sốc cấu trúc được thực hiện bằn g cách sắp xếp các biến số m ột cách thích hợp và áp dụn g phươn g pháp ph ân rã Cholesky vào ma trận phương sai-hi ệp phươn g sai của phần dư dạng rút gọn

Mô hình VAR cơ bản được áp dụng cho từn g quốc gia, và bao gồm 06 biến nội sinh sau: chỉ

số giá dầu , sản lượn g , tỷ giá hối đoái , chỉ số giá nhập kh ẩu , chỉ số giá tiêu dùn g

và lãi suất ngắn hạn Tỷ giá và 2 chỉ số giá và c ác biến chính trong phân tích của tác giả

T rong khi đó, biến sản lượn g và giá dầu được dùn g để nắm bắt những ảnh hưởng thực tế của nền

kinh tế; và cuối cùng, lãi suất phản ánh việc thị trường tiền tệ, bao gồm các ch ính sách tiền tệ, tác động đến h iệu ứn g tr uyền dẫn

T rong Mô hình cơ bản, 06 biến nội sinh được sắp xếp theo thứ tự như sau: , , , , và Việc sử dụng phươn g pháp đệ quy cho thấy các c ú sốc được nhận dạn g tác độn g tức thời lên các biến số tươn g ứn g và các biến số đước sắp xếp sau ch ún g; trong khi đó, các biến số được sắp xếp trước không bị ảnh hưởn g Do đó, biến số có tính chất ngoại sinh lớn nhất nên được đặt trước tiên, trong trường hợp của bài nghiên cứu này thì đó là giá dầu Các c ú số c v ề giá dầu có thể đồng thời ảnh hưởng tất cả cá c biến số khác trong hệ thống nh ưn g bản thân giá dầu lại khôn g bị tác động ngay bởi bất cứ cú sốc nào khác Các biến tiếp theo trong hệ thống là sản lượn g và tỷ giá hối đo ái Qua cách sắp xếp này, t ác giả giả định rằn g cú sốc cầ u tác động tức thời lên tỷ giá hối đoái trong khi tác độn g của c ú sốc tỷ giá lên sản lượng có m ột độ trễ nhất định Các biến số v ề giá được sắp đặt kế tiếp và do đó bị ảnh hưởn g c ùng lúc và t ức thời bởi tất cả cá c cú sốc v ừa đề cập đến Căn

cứ vào ch uỗi giá cả, giá nhập khẩu đứn g trước giá tiêu dùn g, điều này cho ph ép cú sốc v ề giá nhập khẩu ảnh h ưởng tức thời lên giá tiêu dùn g nhưn g không có ch iều n gược lại Lãi suất, được đặt cuối, nhằm đánh giá phản ứng tức thời của thị trườn g tiền tệ, cụ thể là chính sách t iền tệ đố i với tất cả các biến số trong mô hình

Các kết quả mà m ô hình VAR đem lại cho các quốc gia sau đó được dùn g để kiểm t ra quan niệm t ruyền thống rằn g E RPT cao hơn tại các thị trườn g m ới nổi so v ới tại các nền k inh tế tiên tiến

và dùng để đánh giá khuynh hướng của E RPT giữa các nước thông qua m ối tương quan (correlation)

Mô hình cơ bản này chỉ đại diện cho m ột trong số các mô hình thay thế hợp lý khác xét về

m ặt nhận dạn g và biến số Do đó, để kiểm định kết quả từ m ô hình cơ bản, tác giả còn tiến hành phân tích độ nhạy thông qua việc ước lượn g lại mô hình VAR với 2 ph ươn g pháp nhận diện thay thế 2 mô hình thay thế này được ước lượng bằn g cách sắp xếp lại thứ tự của các biến số theo phươn g pháp phân rã Cholesky

Đầu tiên, trong Mô hình thay thế 1, tác giả sử dụn g các biến số theo thứ tự sau: , , , , , Lãi suất được chuyển lên trước tỷ giá hối đo ái Sự sắp xếp này cho phép nắm bắt phản ứng tức thời của tỷ giá đối với thay đổi trong côn g c ụ chính sách tiền tệ Điều n ày có thể được giải thích trên cơ sở quan điểm carry-trade ch uẩn, theo đó tất cả những điều k iện khác không đổi, lãi suất cao hơn khiến cho tiền tệ trở nên hấp dẫn hơn do khai t hác được thất bại của phương trình kinh doanh chênh lệch giá

Mô hình thay thế 2 bao gồm thay đổi cả về các biến số tron g m ô hình và thứ tự sắp xếp biến

số theo phươn g pháp phân rã Chole sky T rong các mô hình trước đó, tác giả dùng biến số giá dầu

để nắm bắt hiệu ứng bên cung và cả ch i phí nước ngoài Do đó, biến số giá dầu giúp tách các tác động n goại sinh của tỷ giá ra khỏi chi phí nước n goài một các thích hợp hơn Tuy nhiên, m ột luận điểm tương tự cũng được áp dụn g cho giá nội địa Vì vậy, trong Mô hình thay thế 2, tác giả thay thế giá dầu bằng giá sản xuất nội địa Một biến số khác có thể cũng được cân nhắc dùn g trong trường hợp n ày là tiền lươn g T uy nhiên biến số này lại không có sẵn tại nhiều n ước trong mẫu phân tích Về mặt thay đổi t hứ tự các biến số, t rong Mô hình thay thế 2 này, t ác giả đã dựa vào một quan điểm lý thuyết khá mạnh để giả định rằng tỷ giá hối đoái không bị ảnh h ưởng tức thời bởi các

cú sốc của các biến số khác trong hệ thống Do đó, tỷ giá được đặt trước tiên, dẫn đến thứ tự của các biến số trong Mô hình 2 là: , , , , ,

Nhiều nghiên cứu về ERPT trên cơ sở áp dụn g c ác m ô hình cấu tr úc khác nhau đã đưa ra nhữn g kết luận lý t huyết khác nhau về tính quyết định c ủa tỷ giá hối đoái; sự khác nhau này ph ụ thuộc vào những giả định c ủa m ô hình (ví dụ như trong Mar ston, 1990 và Devereux et al., 2006)

T rong các mô hình này, một giả định đóng vai trò đặc biệt quan trọng là doanh n ghiệp n iêm yết giá theo đồn g tiền địa ph ươn g nơi sản phẩm được bán hay theo đồn g tiền tại nơi sản x uất T rong khi nhữn g mô hình n ày cun g c ấp cái nhìn thấu đáo và ch ặt chẽ về khái n iệm ERPT (phụ thuộc vào nhữn g giả định c ủa m ô hình), ch ún g có xu hướng đưa ra nhữn g k ết luận mạnh m ẽ về m ột mối liên hện tức thời giữa tỷ giá v à m ột tập hợp con các yếu tố căn bản hợp lý Tất cả những n gh iên cứu này

có thể trở t hành đối tượn g cho các ph ê bình cho rằn g cá c biến số k inh tế vĩ m ô có ít sức thuyết m inh cho tỷ giá hố i đoái trong n gắn đến trun g hạn Ví dụ như khó thấy tính quay về tr ung bình (m ean reversion) trong tỷ giá hối đoái thực - biến độn g của tỷ giá sau bị th úc đẩy bởi diễn biến của tỷ giá danh n gh ĩa; những diễn biến này khôn g dễ giải thích bằn g nhữn g lý giải căn bản Liên quan đến điều này, Mô hình thay thế 2 cho phép tỷ giá bị ảnh hưởn g bởi các cú số c đến nhữn g biến số khác nhưn g chỉ với m ột độ trễ Điều này ngầm giả định rằn g ít nhất tại thời điểm tức thời, các biến số khác (như "giao dịch nhi ễu" hay cân nh ắc thông tin không hoàn hảo - cả 2 đều rất quan trọn g trong bối cảnh thị trườn g m ới nổi) có x u hướn g thống trị

D li u

T rong bài viết này, tác giả tập trung phân tích các quốc gia từ 03 vùn g trên thế giới: châ u Á (T rung Quốc, Hàn Quố c, Singapor e, Đài Lo an và Hon g Kon g), T run g và Đôn g Âu ( CH Séc, Hungary, Ba Lan) cộng với Thổ Nhĩ Kỳ; và châu Mỹ Latinh (Ar gent ina, Ch i Lê và Mexico) Một quốc gia lớn trong kh u vực này đã bị loại bỏ khỏi phân tích là Brazil vì các kết quả bất hợp lý đạt được ( dao độn g rất lớn trong số liệu và lạm phát hơn 1000% trong thời kỳ Q1/1992 đến Q4/1994 Các quốc gia chọn lọc này tượn g trưng cho c ác thị trườn g m ới nổi chính trong kh u vực Tại mỗi nước, tập hợp dữ liệu quý được thu thập cho khoảng thời gian dài nhất có thể Thời kỳ m ẫu được xác định bởi dữ liệu sẵn có, do đó kh ác nhau đối với m ỗi n ước

Đối với các thị trường mới nổi, dữ liệu được thu thập cho khoảng thời gian tối đa là từ Q1/1975 đến Q1 /2004 Đối với khu vực đồng euro, Mỹ và Nhật, thời kỳ mẫu bắt đầu từ Q1/1983

T hời kỳ m ẫu chính xác cho từn g quố c gia được mô tả trong dòng đầu tiên của Bảng 1 đố i với n ước đan g phát triển và Bảng 2 đối vớ i các nước phát triển

Nguồn dữ liệu lần lượt như sau:

- G iá dầu: được thể hiện bởi chỉ số gi á dầu thô bằn g đồng đôla M ỹ theo Thống k ê tài chính

quốc tế của IMF (IF S) ( dòng 11276)

- Sản lượng: được đo bằn g G DP đố i với Hong Kon g, Hàn Quốc, Sin gapore, Hungary, Thổ

Nhĩ Kỳ, Chi L ê (t heo IFS, dòng 99bvp), Nhật và Mexico (OE CD), kh u v ực euro (theo Area

W ild Mo del của ECB ( AWM)), Đài Lo an và Ar gentina (nguồn trong nước), và M ỹ (t heo

IFS, dòng 99 bvr) Do thiếu dữ liệu có sẵn, tác giả đã sử dụng dữ liệu giá trị sản lượng công nghiệp có được thời gian m ẫu dài hơn nh ư trong trườn g hợp T run g Quốc (n guồn trong

nước), CH Séc ( OECD) và Ba Lan (I FS, dòn g 66)

- Tỷ giá hối đoái: là tỷ gi á hối đoái hiệu dụng danh nghĩa được lấy từ IFS cho tất cả các

nước thị trườn g mới nổi trừ Hon g Kon g, Hàn Quốc, Sin gapor e và Đài Loan (nguồn : BIS),

T hổ Nhĩ Kỳ, Mex ico (OECD) và Argentina ( JP Morgan) Đố i với Mỹ và Nhật, t ác giả sử dụng dữ liệu của I FS và dữ liệu của AW M được dùng cho khu vực đồng euro

- Chỉ số giá nhập khẩu (t heo nội tệ): bài viết thu thập dữ liệu v ề giá nhập khẩu (hàng hóa) từ

IFS ( dòn g 76) đối v ới Mỹ, Nh ật, Hàn Quốc, Singapore, Hun gary v à Ba Lan; v à từ nhữn g nguồn thay thế khác như trong trườn g h ợp c ủa: kh u vực đồng euro (dữ liệu E CB), Đài Loan,

Ar gent ina và Mex ico (nguồn trong nước) Đối với Chi Lê, tác giả kết hợp sử dụn g ch ỉ số giá nhập khẩu từ I FS dòn g 76 cho đến Q4/1995, sau đó sử dụng dữ liệu hệ số giảm phát nhập khẩu của Ngân h àng Chi Lê Cũng do thiếu dữ liệu sẵn có, dữ liệu về hệ số giảm phát nhập khẩu được sử dụng cho CH Séc (t heo OE CD OE O) và giá trị đơn vị nhâp khẩu của I FS (dòng 75) được dùn g cho Hong Kon g và T hổ Nhĩ Kỳ T rong trườn g hợp của T run g Quốc, tác giả hoàn toàn không thu thập được dữ liệu liên quan đến giá nhập khẩu

- Chỉ số gi á tiêu dùng (theo nội tệ): T ác giả sử dụn g dữ liệu CPI của IF S ( dòn g 64) cho tất cả

các nư ớc, ngoại trừ kh u vực đồng euro (sử dụn g dữ liệu HI CP của AWM ), Hon g Kon g (BIS), Trung Quốc và Đài Loan (nguồn tron g nước)

- Chỉ số gi á sản xuất (PPI): sử dụng dữ liệu c ủa IF S (dòng 62) cho tất cả csc quố c gia , n goại

trừ Hong Kon g, Đài Loan, Ar gentina và Tr ung Quố c (n guồn trong nước)

- Công cụ chính sách tiền tệ được thể hiện thông qua lãi suất n gắn hạn Lãi suất thị trường

tiền tệ được áp dụng cho Mỹ, Nhật, Hàn Q uốc, Sin gapore, Ba Lan, T hổ Nhĩ Kỳ, Ar gent ina (nguồn: IFS dòn g 60 b), kh u vực đồng euro (n guồn: AWM), Hon g Kon g (n guồn: BI S) và Đài Loan (nguồn: Ngân Hàn g T r un g Ư ơng Trung Hoa) Lãi suất trái phiếu Chính ph ủ được dùng cho Hun gary và M ex ico (nguồn: IFS dòn g 60c) và lãi suất tiền gửi n gân hàn g được dùng cho Tr un g Quố c, CH Séc và Chi Lê (n guồn: I FS dòn g 60l)

- Tỷ số Nhập khẩu/G DP: dùn g để đo lường mức độ mở cửa thị trườn g của m ột quốc gia Để

tính tỷ số này, bài viết sử dụn g giá trị danh n ghĩa đố i với cả nhập khẩu (hàng hóa và dịch vụ,

T rung Quốc là trườn g hợp n goại lệ trong đó ch ỉ tính giá trị nhập khẩu hàn g hóa) và GDP Giá trị nhập khẩu danh ngh ĩa được lấy từ IFS ( dòn g 99b) cho tất cả các quốc gia n goại trừ khu vực đồn g euro (ECB), T run g Quốc, Singapore và Đài Loan (nguồn trong n ước) GDP danh n ghĩa được th u thập từ I FS ( dòn g 98c) cho tất cả các n ước n goại trừ kh u v ực đồn g euro (Eurostat), T run g Quốc, Sin gapore và Đài Lo an (n guồn trong nước)

Sơ lược về tình hình kinh tế vĩ mô của các quốc gia tron g m ẫu phân tích

Bảng 1 tóm tắt các chỉ số bình quân về tình hình kinh tế vĩ mô tại các thị trường mới nổi trong thời kỳ mẫu

Lạm phát bình quân khá thấp tại các nước châu Á, cụ thể là Đài Loan v à Sin gapore Đây là

2 nước có được sự kết hợp giữa tăn g trưởn g mạng trong GDP thực, lạm phát thấp và tỷ giá hối đoái danh n ghĩa ổn định cả về m ặt giá trị và biến động Các quốc gia Trung và Đôn g Âu cho thấy tăng trưởng sản lượng và khoảng 2-3%, kết hợp vớ i tỷ lệ lạm phát khá cao nhưng có x u h ướn g giảm Một cách cụ t hể hơn, giảm phát đã đạt được trước đó tại CH Séc mặc dù đan g trong tình trạng suy thoái kéo dài nhiều năm sau cuộc kh ủn g hoảng ngân hàng năm 1997

Một số nước khác lại chị u đựn g áp lực lạm phát cao trong thời kỳ m ẫu 2 quốc gia nổi bật nhất là T hổ Nhĩ Kỳ và Ar gent ina Các điều kiện kinh tế vĩ m ô tài chính bất ổn đè nặng lên

Ar gent ina, kéo dài tình trạn g hỗn lo ạn tài chính và dẫn đến siêu lạm phát Áp lực lạm phát cao, biến động tỷ giá m ạnh và khó khăn tài chính cũn g thườn g thấy tại T hổ Nhĩ Kỳ M exico cũng trải qua sự bất ổn thị trường lớn nh ưng kiểm soát được, điều này thể hiện qua sự bất ổn cao trong tỷ giá hối đoá i hiệu dụn g danh nghĩa T hay v ào đó, Chi Lê giữ được ch ỉ số lạm phát bình quân thấp h ơn, vào khoảng 13% kể từ năm 1980 Cuối cùn g, nhiều nước thị trườn g m ới nổi trong m ẫu phân tích có thể được xem là nề kinh tế m ở c ăn cứ v ào cơ cấu thương mại Sử dụn g tỷ số nhập khẩ u/GDP như một tiêu ch uẩn so sánh, có thể thấy các nền kinh tế m ở nhất trong m ẫu là Hong Kon g, Sin gapore, CH Séc và Hungary (theo thứ tự giảm dần) Các nền kinh tế lớn h ơn, T run g Quố c và Ar gent ina, lại khác đón g so với các thị trường mới nổi khác trong nghiên cứu này

Bảng 2 tóm tắt tình hình kinh tế vĩ mô trun g bình của 3 nền k inh tế tiên tiến là M ỹ, khu vực đồng euro và Nhật, tạo thành tiêu ch uẩn so sánh trong bài viết Nhữn g nền kinh tế này cho thấy tỷ

lệ lạm phát bình quân thấp cùn g với các điều kiện kinh tế vĩ m ô ổn định hơn so với thị t rường mới nổi Căn cứ v ào ghi nhận v ề lạm phát, giữa các thị t rườn g m ới nổi, hệ số tr uyền dẫn có thể được cho là thấp nhất ở ch âu Á v à cao nh ất ở Mỹ Latinh, với Chi L ê là ngoại lệ T uy nh iên, mức độ mở cửa có thể đóng v ai trò đối trọng bằng cách làm giảm tác động lên truy ền dẫn CPI trong các nền kinh tế tương đối đón g Mỹ Latinh trong khi lại m an g đếnt nhữn g ảnh h ưởn g tích cực, đặc biệt là cho Hong Kon g và Singapor e - các quốc gia mở cửa thươn g m ại nhiều nh ất trong mẫu phân tích