Tiểu luận Liệu sự chuyển dịch tỷ giá hối đoái có thể đo lường sự bất ổn kinh tế vĩ mô hay không?

 BỘ GIÁO DỤC VÀ ĐÀO TẠO 
TRƯỜNG ĐẠI HỌC KINH TẾ THÀNH PHỐ HỒ CHÍ MINH 
VIỆN ĐÀO TẠO SAU ĐẠI HỌC 
---  --- 
LIỆU SỰ CHUYỂN DỊCH TỶ GIÁ HỐI 
ĐOÁI CÓ THỂ ĐO LƯỜNG SỰ BẤT ỔN KINH 
TẾ VĨ MÔ HAY KHÔNG? 
GVHD: GS. TS TRẦN NGỌC THƠ 
NHÓM 11 
LỚP: NGÂN HÀNG ĐÊM 1 
KHÓA: 22 
TPHCM. Tháng 08 năm 2013 
GVHD:GS.TS. Trần Ngọc Thơ 
Nhóm 11 - K22 - NH Đêm 1 Page 1 
DANH SÁCH NHÓM 11 
STT HỌ TÊN Ký tên 
1 Ngô Thị Hồng Nga 
2 Đặng Thị Ngọc Diễm 
3 Nguyễn Hoàng Nam 
4 Lê Hoài Khánh Vi 
GVHD:GS.TS. Trần Ngọc Thơ 
Nhóm 11 - K22 - NH Đêm 1 Page 2 
A. Nội dung bài Paper: 
LIỆU SỰ CHUYỂN DỊCH TỶ GIÁ HỐI ĐOÁI CÓ THỂ ĐO LƯỜNG SỰ 
BẤT ỔN KINH TẾ VĨ MÔ HAY KHÔNG? 
Reginaldo P. Nogueira, Jr.1 
IBMEC-MG 
Miguel A. León-Ledesma 
University of Kent at Canterbury 
Nộp tháng 11 năm 2009, chấp nhận tháng 9 năm 2010 
Chúng tôi cho rằng, về mặt lý thuyết, sự chuyển dịch tỷ giá (ERPT) vào giá tiêu dùng có thể phi 
tuyến tính, trái ngược với ước lượng tuyến tính chuẩn trong lý thuyết trước đây. ERPT có thể cao 
hơn trong giai đoạn khủng hoảng tài chính hoặc niềm tin, khi các doanh nghiệp không có khả 
năng gia tăng chi phí trong lợi nhuận biên của họ. Chúng tôi kiểm định giả thuyết này trong mô 
hình chuyển đổi trơn logic (LSTR) từ dữ liệu của Mexico. Sử dụng hai phương thức khác nhau đo 
lường sự bất ổn kinh tế vĩ mô như biến chuyển đổi , chúng ta thấy rằng ERPT dường như tăng 
trong thời gian kinh tế vĩ mô khó khăn, trong đó nổi bật là tác động của môi trường kinh tế vĩ mô 
ổn định trong việc làm giảm sự chuyển dich tỷ giá ở các thị trường mới nổi. 
JEL mã phân loại: E31, E52, F41 
Từ khóa: sự chuyển dịch tỷ giá, mô hình hồi quy chuyển đổi trơn, thị trường mới nổi. 
I. GIỚI THIỆU 
Mở rộng thêm sự chuyển dịch của tỷ giá hối đoái vào giá cả là vô cùng quan trọng đối với các nhà 
hoạch định chính sách. Hiệu ứng này, được gọi là sự chuyển dịch tỷ giá ERPT, không chỉ ảnh 
1 Reginaldo P. Nogueira, Jr (tác giả tương ứng): IBMEC-MG. Rua Rio Grande do Norte, 300. Belo 
Horizonte, Minas Gerais, Brazil. 30,130-130. E-mail: reginaldo.nogueira @ ibmecmg.br. Miguel A. León-
Ledesma: Trường Kinh tế, Keynes College, Đại học Kent ở Canterbury, Vương quốc Anh. CT27NP. E-
mail: . Chúng tôi muốn gửi lời cảm ơn, mà không liên lụy, Dimitris Cristopoulos, Mathan 
Satchi, John Driffill, Jorge Streb, một trọng tài vô danh, và tham gia hội thảo tại tiền lần thứ 39 hàng năm, 
vĩ mô và Nghiên cứu Tài chính Hội nghị Nhóm, Birmingham, Vương quốc Anh, và các cuộc họp thường 
niên thứ 31 của Brazil toán kinh tế xã hội, Foz do Iguaçu, Brazil, cho ý kiến sâu sắc và đề nghị của họ. Tất 
cả các lỗi còn lại là của chúng ta 
GVHD:GS.TS. Trần Ngọc Thơ 
Nhóm 11 - K22 - NH Đêm 1 Page 3 
hưởng đến lạm phát hiện tại mà còn ảnh hưởng đến lạm phát kỳ vọng, việc thiết lập của chính 
sách tiền tệ, và khả năng tỷ giá hối đoái thay đổi để điều chỉnh sự mất cân bằng cán cân thương 
mại. 
Những nghiên cứu khác nhau đã chỉ ra rằng ERPT đã giảm trong những năm gần đây.2 Việc giải 
thích phổ biến nhất cho phát hiện này là của Taylor (2000), có liên quan đến việc sự suy thoái 
trong môi trường lạm phát thấp. Theo quan điểm này tỷ lệ lạm phát ảnh hưởng đến sự thay đổi chi 
phí, có quan hệ cùng chìêu với ERPT. 
Một giải thích tương tự cho rằng việc nghiên cứu này là hệ quả của việc tin tưởng vào chính sách 
tiền tệ. (xem ví dụ Mishkin and Savastano 2001; Choudhri and Hakura 2006). Cả hai giả thuyết 
đều cho rằng môi trường vĩ mô có một vai trò trong việc quyết định mức độ của ERPT. 
Chúng tôi phân tích trực tiếp hệ quả này bằng việc điều tra sự tồn tại mối quan hệ giữa môi 
trường kinh tế vĩ mô và mức độ ERPT. Trước hết chúng tôi đưa ra mô hình lý thuyết đơn giản, 
chúng tôi đề xuất khả năng ERPT là phi tuyến tính trái với những ước lượng tuyến tính truyền 
thống trong lý thuyết. Cụ thể, ERPT có thể cao hơn trong những thời kỳ kinh tế vĩ mô bất ổn, như 
sự khủng hoảng tài chính hoặc khủng hoảng niềm tin. Chúng tôi kiểm định giả thuyết này bằng 
việc sử dụng mô hình hồi quy trơn của ERPT từ dữ liệu của Mexico, trong giai đoạn từ tháng 1 
năm 1992 đến tháng 12 năm 2005. Mexcico là trường hợp khá nghiêm trọng, là một trong những 
nền kinh tế thị trường mới nổi lớn nhất, và đang đối mặt với khủng hoảng nghiêm trọng trong 
những thập kỷ qua. 
Có rất ít nghiên cứu về vấn đề phi tuyến tính và bất cân xứng trong ERPT. Thêm nữa, lý thuyết 
trước đó đưa ra bằng chứng về vấn đề này: trong khi những nghiên cứu như Herzberg, Kapetanios 
and price (2003) và Marazzi et al. (2005) chưa tìm thấy bằng chứng phi tuyến tính hoặc mất cân 
xứng, những bài nghiên cứu khác như Gil-Pareja (2000) VÀ Mahdavi (2002) đã tìm thấy sự ủng 
hộ cho tính phi tuyến của ERPT. Hơn nữa, nhiều lý thuyết tập trung vào sự bất cân xứng đối với 
chiều & hướng của tỷ giá hối đoái. Vì vậy, sự đóng góp thêm của bài nghiên cứu này là nghiên 
cứu các nguồn lực tiềm năng khác gây ra tính phi tuyến trong ERPT. 
Kết quả của chúng tôi đưa ra một vài dẫn chứng ủng hộ tính phi tuyến tính trong ERPT trong đo 
lường bất ổn kinh tế vĩ mô (sự chênh lệch lãi suất các trái phiếu định giá bằng USD tại các thị 
trường mới nổi và chênh lệch lãi suất thực so với nước Mỹ). Nghiên cứu này chỉ ra rằng niềm tin 
vào thị trường trong môi trường kinh tế vĩ mô ổn định đóng một vai trò quan trọng trong việc 
giảm thiểu ERPT. Đây là điểm đặc biệt trong trường hợp của Mexico vì ERPT dường như xuống 
thấp đáng kể sau năm 2000, sau khi chấp nhận mục tiêu lạm phát ở quốc gia này. Điều này phù 
hợp với lý thuyết đối với các thị trường kinh tế mới nổi (xem ví dụ, Nogueira Jr và León-Ledesma 
2009) và củng cố lập luận cho rằng việc đưa ra 1 loat các chính sách mà đẩy mạnh lòng tin thị 
2 Xem, ví dụ, Gagnon và Ihrig (2004) và Choudhri và Hakura (2006). 
GVHD:GS.TS. Trần Ngọc Thơ 
Nhóm 11 - K22 - NH Đêm 1 Page 4 
trường vào nền kinh tế có thể dẫn đến ERPT thấp. Rõ ràng là việc kết luận này không loại trừ 
những nguồn lực phi tuyến có thể nhưng nó bổ sung thêm cho cách hiểu về tính năng động của 
chuyển dịch tỷ giá trong những nền kinh tế thị trường mới nổi. 
Phần còn lại của bài nghiên cứu này phân chia như sau. Phần II giới thiệu một mô hình ERPT phi 
tuyến tính đơn giản. Phần III bàn luận về phương pháp thực nghiệm. Phần IV trình bày kết quả. 
Phần V kết luận. 
II. LÝ THUYẾT 
Một mô hình lý thuyết đơn giản sẽ giúp minh họa những lý giải về sự tồn tại tiềm năng của một 
ERPT phi tuyến phụ thuộc vào môi trường kinh tế vĩ mô. Mô hình này có phần hạn chế nhưng nó 
đủ để minh họa cho các lập luận. Chúng tôi đã xây dưng dựa trên mô hình Korhonen and 
Juntilla’s (2010) :tác động của chuyển dịch tỷ giá ERPT vào giá cả nhập khẩu, dựa trên các mô 
hình thiết lập vi mô của Burnstein, Eichenbaum và Rebelo (2007). 
Chúng ta hãy xem xét một công ty nước ngoài xuất khẩu hàng hóa vào thị trường nội địa. Dưới sự 
cạnh tranh không hoàn hảo, nhà xuất khẩu tối đa hóa lợi nhuận với giá được thiết lập bằng đồng 
tiền của nước nhập khẩu thời điểm t như sau: 
 Pt=θtEtCt*, (1) 
P: giá tiền tệ trong nước 
C*: chi phí biên của nhà xuất khẩu được ấn định bằng đồng nội tệ 
E: tỷ giá hối đoái trong nước 
θ: sự gia tăng vượt chi phí biên 
Chúng tôi cho rằng sự gia tăng này phản ánh áp lực cầu của nước nhập khẩu. Hơn nữa, chúng 
tôi cho rằng nó phụ thuộc vào sự ổn định kinh tế vĩ mô chung của quốc gia nhập khẩu, cụ thể 
khi nền kinh tế đối mặt với khủng hoảng tài chính hay khủng hoảng niềm tin, ERPT cao hơn. 
Hệ quả sau giả thuyết này là quyết định của công ty về thay đổi chi phí chuyển dịch tỷ gía vào 
giá cả là bao nhiêu phụ thuộc vào cách nhìn nhận điều kiện kinh tế vĩ mô của quốc gia nhập 
khẩu. Trong những giai đoạn môi trường vĩ mô tại nước nhập khẩu bất ổn, nhà xuất khẩu có 
thể quyết định chuyển dịch tỷ giá với biên độ lớn hơn khi nhận thấy nguy cơ gia tăng sự vỡ nợ 
từ nhà nhập khẩu. Trong những giai đoạn điều kiện kinh tế vĩ mô tốt, nhà xuất khẩu có thể sẵn 
sang giảm biên độ chuyển dịch tỷ giá để duy trì những thị trường xuất khẩu bền vững. Vì vậy 
sự gia tăng này được theo công thức sau: 
 θt = θ(y,Eω(Z)) (2) 
y: áp lực cầu tại nước nhập khẩu và có thể đại diện bởi tổng sản lượng 
GVHD:GS.TS. Trần Ngọc Thơ 
Nhóm 11 - K22 - NH Đêm 1 Page 5 
Z: mô tả phản ứng phi tuyến trong điều kiện kinh tế vĩ mô chung. Chúng tôi mô hình hóa Z 
theo cách : Z nhận giá trị cao thể hiện nền kinh tế vĩ mô xấu. Nói cách khác Z thật sự đo 
lường sự bất ổn định của nền kinh tế vĩ mô. 
 Hàm ω(Z): mức tăng theo cấp số nhân khi công ty phản ứng nhiều hơn với tỷ giá hối đoái nếu 
niềm tin vào nền kinh tế là thấp. Vì vậy, trong suốt thời khủng hoảng, ERPT sẽ tăng. 
Từ (1) và (2), phương trình dạng rút gọn tuyến tính logarit của giá sẽ là : 
 pt = β ct* +κ+αet +ω(Z)et (3) 
Công thức 3 chỉ ra rằng có hai kênh chuyển dịch tỷ gí. Kênh thứ nhất được giả định bởi α 
nằm trong khoảng từ 0 đến 1. Kênh thứ 2 được đưa ra bởi hàm ω(Z) và phụ thuộc vào môi 
trường kinh tế vĩ mô. Chúng ta sẽ theo Korhonen and Juntilla (2010) và giả định thêm rằng có 
một vài ngưỡng Z* phân chia các trường hợp đặc biệt của giá trị tốt (thấp) và giá trị xấu (cao) 
của Z (môi trường kinh tế vĩ mô) 
Đối với 2 trường hợp đặc biệt này chúng tôi thấy 2 sự khác biệt của ERPT. Nếu quốc gia nhập 
nhẩu trong môi trường kinh tế vĩ mô tốt, ERPT sẽ bằng α. Nếu quốc giá nhập khẩu đối mặt 
với môi trường kinh tế vĩ mô xấu thì ERPT bằng α + ψ. Chúng ta có thể thấy trong trường hợp 
thứ 2 ERPT cao hơn, vì α + ψ> α. Một các trực quan, với một công ty đang trong môi trường 
kinh tế vĩ mô không bền vững thì không khuyến khích tăng chi phí trong lợi nhuận biên. Vì 
vậy mô hình chỉ ra rằng nhận thức về điều kiện kinh tế vĩ mô chung của quốc gia nhập khẩu 
sẽ làm tăng ERPT trong 1 cách phi tuyến tính. 
Viết lại phưong trình (3) trong 1 dạng khác chúng ta có 
Mô hình ngưỡng trên chỉ có thể áp dụng cho 1 công ty chứ không dành cho tất cả các công ty, 
vì có thể có sự không đồng nhất giữa các công ty trong phản ứng của họ của đối với thực 
trạng môi trường kinh tế vĩ mô. (Korhonen and Juntilla 2010). Theo điều này, chúng tôi sẽ tạn 
dụng mô hình chuyển đổi trơn thay vì mô hình ngưỡng trong ứng dụng thực 
Mặc dù mô hình trên trình bày giá nhập khẩu, chúng tôi muốn phân tích chuyển dịch tỷ giá 
ERPT vào giá cả tiêu dùng trong phân tích thực nghiệm, vì vậy đây là một biến quan trọng 
nhất cho những nhà làm chính sách. Chúng ta bắt đầu với chỉ số giá tiêu dùng PCI 
Pcpi: mưc giá tiêu dùng 
GVHD:GS.TS. Trần Ngọc Thơ 
Nhóm 11 - K22 - NH Đêm 1 Page 6 
H: đại diện cho khu vực phi thương mại (chỉ bán trong nước) 
T: khu vực thương mại (có trao đổi với thế giới bên ngoài) 
: là tham số bị chặn cho biết sự đóng góp của mỗi khu vực vào CPI 
Từ phương trình(6) chúng tôi có thể suy ra được phương trình lạm phát cho nền kinh tế, trong đó 
π là sự khác biệt giữa các mức giá lấy theo logarit 
ThT
heo lý thuyết về lạm phát liên tục và lý thuyết quan trọng về tác động theo quán tính của lạm phát 
& giả định rằng độ trễ là như nhau cho cả khu vực thương mại và phi thương mại, chúng ta có: 
Phương trình 8 chỉ ra rằng lạm phát quốc gia sở tại phụ thuộc vào cú sốc về sản lượng và lạm 
phát trong quá khứ. Phương trình 9 chỉ ra giá cả khu vực thương mại, căn bản theo công thức 5 
nhưng chỉ dành cho 1 vài giá cả theo quán tính. Đưa phương trình (8) & (9) vào phương trình (7) 
ta có: 
Cuối cùng, sắp xếp lại phương trình (10), ta được 
Phương trình 11 là mô hình cơ bản về ước lượng ERPT tại những mức giá tiêu dùng và có thể mô 
tả như là đường cong philip phi tuyến trong quá khứ có độ trễ. Trong phần tiểu mục tiếp theo 
chúng tôi phát triển mô hình này theo tham số kinh tế phù hợp. 
III. Mô hình thực nghiệm 
 Theo Clifton, Leon and Wong (2001), mô hình hồi quy trơn STR là một loại mô hình phi tuyến 
tính mà có thể giải thích cho những sự thay đổi liên tục bằng tham số thời gian, kết hợp với sự 
chuyển đổi qua các thời kỳ. Mô hình hồi quy trơn có dạng tổng quát như sau: 
St-i là biến chuyển đổi 
G: hàm chuyển đổi 
GVHD:GS.TS. Trần Ngọc Thơ 
Nhóm 11 - K22 - NH Đêm 1 Page 7 
γ: đo lường tốc độ chuyển đổi từ 1 chế độ này sang chế độ khác 
c: ngưỡng của hàm chuyển đổi 
Theo Dijik, Terasvirta & Franses (2002), hàm chuyển đổi G là 1 hàm liên tục bị chặn giữa 0 và 1. 
Khi γ tăng, hàm chuyển đổi thay đổiliên tục, tức thời. Trong bài báo này chúng tôi sử dụng hàm 
chuyển đổi trơn logic LSTR: 
Christopoulos và León-Ledesma (2007) đã giải thích, hệ số phi tuyến của mô hình LSTR nhận giá 
trị khác nhau mà phụ thuộc vào biến chuyển đổi ở phía trên hay dưới ngưỡng: khi (St – c ) - ∞ 
thì hệ số này trở thành β, khi (St – c ) + ∞ thì hệ số này là β1 + β2, khi st=c thì hệ số là β1 + 
β2/2. 
Chúng tôi dựa trên mô hình hóa của Lundbergh et al. (2000), van Dijk, Terasvirta và Franses 
(2002) và Terasvirta (2004). 
Quy trình như sau: trước hết, kiểm định tính phi tuyến của mô hình tuyến tính cơ sở, chấp nhận o, 
sau đó đánh giá mô hình ước lượng cho mô hình nếu giá trị phi tuyến bi loại bỏ, cách khác là ước 
lượng mô hình bao gồm cả biến gây ra sự phi tuyến nếu tác động của chúng vào mô hình quá 
mạnh. Nếu mô hìnhthất bại, chúng ta sẽ phân tích mố hình mở rộng khác. Chúng tôi dùng kiểm 
định LM3 kiểm định tính phi tuyến của mô hình hồi quy trơn chuyển đổi. Sau khi kiểm định 
tuyến tính, chúng tôi sử dụng bình phương nhỏ nhất phi tuyến để ước lượng tham số trong mô 
hình. 
Π: tỷ lệ lạm phát 
Δimp: chênh lệch giá nhập khẩu ( bằng đồng ngaọi tệ) và có thể được xem như là chênh lệch lạm 
phát nhập khẩu 
Δy: tăng trưởng sản lượng thực 
Δe: chênh lệch tỷ giá hối đoái 
ε: sai số 
Sử dụng chênh lệch lãi suất thực so với Mỹ & chênh lệch lãi suất trái phiếu ở các thị trường mới 
nổi làm biến chuyển đổi đo lường sự bất ổn của nền kinh tế vĩ mô. Trong các chỉ số đo lường sự 
GVHD:GS.TS. Trần Ngọc Thơ 
Nhóm 11 - K22 - NH Đêm 1 Page 8 
bất ổn kinh tế vĩ mô thì lãi suất thực được xem như là chỉ số hàng đầu của khủng hoảng niềm tin 
theo Kaminsky 1998. Cách xác định chênh lệch lãi suất trái phiếu ở các thị trường mới nổi dựa 
vào tổng thu nhập của những công cụ nợ nước ngoài được định giá bằng USD trong những thị 
trường mới nổi. Một khi những món nợ được định bằng đồng USD sẽ không có rủi ro tý giá, vì 
vậy cái này được xem như là một thước đo cho “rủi ro quốc gia minh bạch”, nó trở thành phương 
thức ưu tiên để đo lường bất ổn kinh tế vĩ mô. 
Dữ liệu hàng tháng được thu thập cho Mexico từ dữ liệu IMS của IMF. Thời kỳ ước lượng là từ 
tháng 1 năm 1992 đến tháng 12 năm 2005. Lạm phát là sự thay đổi trong chỉ số giá tiêu dùng. Dữ 
liệu tỷ giá hối đoái là sự thay đổi của nội tệ trên 1 đồng đô la. Một sự thay đổi dương nghĩa là sự 
phá giá đồng nội tệ. Chúng tôi sử dụng tỷ lệ tăng trưởng của chỉ số sản xuất hàng công nghiệp đại 
diện cho tăng trưởng sản lượng hàng tháng. Dữ liệu giá cả nhập khẩu là sự thay đổi qua 1 loạt các 
chỉ số giá cả hàng hóa thế giới. Để xây dựng lãi suất thực, chúng tôi sử dụng dữ liệu về thị trường 
tiền tệ ở thị trường Mexico và Mỹ. Chỉ số lạm phát CPI sau đó được sử dụng để có được lãi suất 
thực từ thu thập lãi suât danh nghĩa. Theo dữ liệu về chênh lệch lãi suất trái phiếu ở các thị trường 
mới nổi có sẵn trong giai đoạn sau tháng 1 năm 1995; vì vậy việc ước lượng sử dụng dữ liệu trong 
ngắn hạn. Chấp nhận dữ liệu về lãi suất thực và chênh lệch lãi suất trái phiếu ở các thị trường mới 
nổi được đơn giản hóa, dữ liệu được chuyển đổi sang logarit. Sự chuyển đổi này phản ánh những 
khác biệt trong 12 tháng. 
Bảng 1:Kiểm định nghiệm đơn vị 
Ghi chú: Chỉ số của độ trễ theo tiêu chuẩn SCI. Đối với kiểm định ADF, con số chính là giá trị p 
kiểm định tính dừng của chuỗi thời gian., Còn kiểm định KPSS chỉ số theo thống kê kiểm định 
tính không dừng của chuỗi thời gian. Đối với kiểm định DF-GLS chỉ số theo kiểm định t xác định 
tính dừng của chuỗi thời gian. Xu hường thời gian đã đưa vào mô hình kiểm định lạm phát trong 
cả 3 kiểm định, ** mức ý nghĩa 5%, * mức ý nghĩa 10% 
Kiểm định nghiệm đơn vị loại bỏ tính không dừng của chuỗi thời tgian trong 12 tháng (xem bảng 
1). Mặc dù lý thuyết thực nghiệm về chủ đề này quá rộng, vấn đề đặt ra là liệu rằng những biến 
này có đồng liên kết hay không vẫn còn tranh luận. Vì vậy chúng tôi chọn theo đuổi những thực 
chuẩn trong lý thuyết và ước lượng mô hình trong sự khác biệt(Choudhri & Hakura 2006, 
Ca’Zorzi, Hahn & Sanchez 2007; Gagnon & Ihrig 2004). Hơn nữa, lựa chọn của chúng tôi đã 
phản ánh thực tế rằng việc phân tích dựa vào những biến động ngắn hạn sẽ làm mất đi những mối 
quan hệ cân bằng dài hạn giữa các biến cũng như chỉ xem xét vấn đề bằng cách thu thập mẫu 
trong ngắn hạn 
GVHD:GS.TS. Trần Ngọc Thơ 
Nhóm 11 - K22 - NH Đêm 1 Page 9 
IV. Kết quả 
Trong mô hình giả thuyêt, chúng tôi đã thảo luận mức độ ERPT có thể phụ thuộc vào sự ổn định 
kinh tế vĩ mô: trong thời kỳ nền kinh tế phải đối mặt với cuộc khủng hoảng niềm tin, ERPT dự 
kiến sẽ tăng, đối lập với giai đoạn ổn định kinh tế vĩ mô thì ERPT dự kiến giảm. Trong giả 
thuyết, cả rids và EMBI+ spreads đại diện cho những rủi ro từ thị trường ứng với điều kiện kinh 
tế nói chung. 
Bảng 2 chỉ ra các kiểm định tuyến tính sử dụng lên đến ba độ trễ của lãi suất thực & chênh lệch 
lãi suất trái phiếu ở các thị trường mới nổi là các biến chuyển đổi. Chúng tôi tìm thấy bằng chứng 
của phản ứng phi tuyến của ERPT đối với cả hai biến, phù hợp với giả thuyết ban đầu của chúng 
tôi. 
Bảng 2: Kiểm tra tuyến tính 
Dưới đây chúng tôi trình bày kết quả ước lượng mô hình phi tuyến tính. Xem xét kết quả, * biểu 
thị ý nghĩa ở mức 10%, và ** biểu thị ý nghĩa ở mức 5%, Sigma là sai số chuẩn của mô hình hồi 
quy; AIC là các tiêu chuẩn thông tin Akaike; AR (4) là kiểm định tự tương quan với 4 độ trễ và 
RNL là kiểm định LM phần còn lại phi tuyến trong mô hình. Chúng tôi cũng trình bày các đồ thị 
của các hàm chuyển đổi và biến chuyển đổi theo thời gian. 
GVHD:GS.TS. Trần Ngọc Thơ 
Nhóm 11 - K22 - NH Đêm 1 Page 10 
Hình 1. Chức năng chuyển đổi và biến chuyển (lãi suất thực rids) 
Những mô hình phi tuyến ước lượng qua các kiểm định phát hiện ra không còn tính phi tuyến và 
tự tương quan, và đạt được một sự phù hợp với dữ liệu. Theo dự kiến có một mối quan hệ phù 
hợp giữa ERPT và việc đo lường sự bất ổn kinh tế vĩ mô, được giải thích bởi thực tế là hiệp 
phương sai của tỷ giá hối đoái là phi tuyến. Sử dụng hiệp phương sai này chúng tôi tính toán mức 
độ ERPT trong dài hạn. Với ERPT dài hạn, chúng tôi đề cập đến hiệu ứng tích lũy về truyền dẫn 
tỷ giá hối đoái vào giá tiêu dùng cho đến khi hiệu ứng này biến mất. Đây là một quy trình chuẩn 
trong các lý thuyết về ERPT (xem ví dụ Gagnon và Ihrig 2004). ERPT dài hạn được tính như sau: 
GVHD:GS.TS. Trần Ngọc Thơ 
Nhóm 11 - K22 - NH Đêm 1 Page 11 
Hình 2. Chức năng chuyển đổi và biến chuyển tiếp (EMBI + spreads) 
Dựa vào các chỉ số, ERPT dài hạn được ước lượng trong khoảng 1 , khi hàm chuyển đối G bằng 
1 dao động trong khoảng 0.4-0.75 thì hoàn toàn chuyển dịch tỷ giá, khi G =0 (ERPT dài hạn nhỏ 
hơn được ước lượng : sử dung EMBI spreads như biến chuyển đổi , dữ liệu mẩu trong ngắn hạn). 
Vì vậy, kết quả chỉ ra rằng có 1 ảnh hưởng lớn của chỉ số bất ổn kinh tế vĩ mô lên ERPT. Hơn 
nữa, kết quả trình bày ước lượng hợp lý cho ERPT ở Mexico ch cả 1 giai đoạn được phân tích, 
như lý thuyết thường thấy chuyển dịch tỷ giá ở nước này cao hơn hầu hết các thị trường mới nổi 
(xem ví dụ Ca'Zorzi, Hahn và Sanchez 2007). 
Xem xét đồ thị, các tham số kỹ thuật đưa ra 1 kết quả tương tự như: chức năng chuyển đổi cao 
hơn, tức là, gần 1, cơ bản sau khi sự sụp đổ của đồng peso vào năm 1995, và xung quanh các cuộc 
khủng hoảng của Nga và Brazil, vào cuối năm 1998 và đầu năm 1999, phù hợp với giả thuyết ban 
đầu của chúng tôi rằng ERPT sẽ cao hơn trong suốt thời kỳ khủng hoảng niềm tin. Điều đáng lưu 
GVHD:GS.TS. Trần Ngọc Thơ 
Nhóm 11 - K22 - NH Đêm 1 Page 12 
ý là các giá trị ngưỡng là khá cao (6,9% cho lãi suất thực và 761 điểm cơ bản cho lãi suất thực & 
chênh lệch lãi suất trái phiếu ở các thị trường mới nổi), đó là một dấu hiệu của sự yếu kém chung 
của nguyên tắc cơ bản kinh tế vĩ mô ở Mexico trong suốt những năm 1990. Tuy nhiên, phân tích 
đồ thị của các biến chuyển tiếp chúng ta có thể quan sát đựơc cả lãi suất thực & chênh lệch lãi 
suất trái phiếu ở các thị trường mới nổi đã giảm trong vài năm qua, đặc biệt là sau năm 1999, khi 
Mexico đã thông qua một khuôn khổ lạm phát mục tiêu. Sau năm 2000, với mức giảm phù hợp 
của các biến chuyển đổi về gần 0, ERPT là giảm đáng kể. 
Do đó, nếu vào đầu những năm 1990 ERPT của Mexico là cao hơn nhiều so với hầu hết các nền 
kinh tế mới nổi, trong những năm cuối của thời kỳ mẫu của chúng tôi tình hình đã thay đổi hoàn 
toàn. Trong ý nghĩa này, mô hình của chúng tôi cho thấy rằng việc áp dụng các chính sách tích 
cực ở Mexico có thể đóng vai trò quan trọng trong việc giảm ERPT, và do đó sẽ làm giảm chi phí 
cho việc duy trì sự ổn định lạm phát sau. Đặc biệt, tăng uy tín từ việc áp dụng lạm phát mục tiêu 
có thể góp phần làm giảm ERPT. Kết quả tương tự đã được tìm thấy cho các nền kinh tế mới nổi 
khác đã áp dụng lạm phát mục tiêu vào cuối những năm 1990, chẳng hạn như Brazil (xem ví dụ 
Nogueira Jr và León-Ledesma, 2009). Mặc dù chúng tôi không muốn cho rằng lợi ích từ ERPT 
thấp hơn nhờ vào quản lý kinh tế vĩ mô tốt hơn, chúng tôi tin rằng đây là một phát hiện quan 
trọng đối với những nước phải đối diện với việc giảm đột ngột của các dòng vốn nước ngoài, và 
áp lực tỷ giá hối đoái lớn. 
 Tóm lại, bằng chứng kết hợp của các mô hình phi tuyến sử dụng các biến chuyển đổi lãi suất 
thực & chênh lệch lãi suất trái phiếu ở các thị trường mới nổi cung cấp một số bằng chứng ủng hộ 
lập luận đưa ra bởi Mishkin và Savastano (2001), Choudhri và Hakura (2006), Gagnon và Ihrig 
(2004) và những người khác , sự tín nhiệm chính sách có thể ảnh hưởng ERPT. Điều này đã xảy 
ra trường hợp của Mexico. 
V. Kết luận 
Chúng tôi đã phân tích vai trò của phi tuyến tính trong chuiyển dịch tỷ giá hối đoái vào lạm phát 
tiêu dùng đối với một nền kinh tế thị trường mới nổi. Trong cách tiếp cận của chúng tôi, hiện 
tượng phi tuyến xuất hiện như một hậu quả của sự bất ổn kinh tế vĩ mô, chứ không phải là sự bất 
cân xứng về dấu hiệu và biên độ của sự thay đổi tỷ giá như trong tài liệu trước. Chúng tôi trình 
bày lập luận này trong một mô hình mở rộng đơn giản về giá nhập khẩu. 
Chúng tôi cũng ước lượng 1 mô hình hồi quy đơn (với chức năng chuyển đổi theo cấp số nhân) sử 
dụng độ trễ là một biến chuyển đổi có thể, để kiểm tra tính phi tuyến ứng với biên độ của tỷ giá 
hối đoái. Kiểm định cho ra kết quả tương tự giống về ERPT của Mexico: nó cao hơn nhiều so với 
hầu hết các nền kinh tế mới nổi, nhưng đã giảm trong những năm gần đây. Nhưng vấn đề đối với 
với mô hình này là hầu hết các tính phi tuyến trong ERPT có liên quan đến cuộc khủng hoảng tỷ 
giá những năm 1994-1995. Ngưỡng ước tính là 0.244 (tức là 24% khấu hao) và tốc độ của quá 
trình chuyển đổi là quá nhanh, mô hình gần như hội tụ so với mô hình ngưỡng. Chúng tôi tin 
GVHD:GS.TS. Trần Ngọc Thơ 
Nhóm 11 - K22 - NH Đêm 1 Page 13 
rằng bài tập này cho thấy rằng biến động mạnh về tỷ giá, ít nhất là trong trường hợp của Mexico, 
là một biến chuyển đổi cần thiết chỉ trong trường hợp cấp bách, chẳng hạn như các cuộc khủng 
hoảng tiền tệ nghiêm trọng và dòng vốn chảy vào quá lớn. Kết quả sử dụng tỷ giá hối đoái như là 
một biến chuyển đổi được dựa theo yêu cầu của tác giả. 
B. Thực tiễn Việt Nam 
Trong điều kiện kinh tế khó khăn, các công ty không có khả năng gia tăng chi phí biên mà việc 
gia tăng đó dẫn đến ERPT cao hơn. Từ mô hình này, chúng tôi đề xuất một mô hình phi tuyến 
thực nghiệm sử dụng hồi quy chuyển đổi trơn. Mô hình này sau đó đã được áp dụng cho dữ liệu 
của Mexico từ tháng 1/1992 đến tháng 12/ 2005 
Phát hiện của chúng tôi cho thấy rằng ERPT dường như phụ thuộc vào mức độ ổn định 
kinh tế vĩ mô (chênh lệch lãi suất thực &trái phiếu định giá bằng đô la tái các thị trường mới nổi 
so với Mỹ). ERPT xuất hiện hiện tượng phi tuyến tính cao và phụ thuộc vào niềm tin thị trường. 
Nói cách khác, cuộc khủng hoảng kinh tế gây ra bởi chính sách kinh tế vĩ mô kém có thể dẫn đến 
sự gia tăng trong chuyển dịch tỷ giá hối đoái. Mặt khác, một môi trường ổn định hơn có thể làm 
giảm ERPT. Mặc dù chúng tôi không tin rằng đây là trình động cơ duy nhất của ERPT ở Mexico 
và các nước mới nổi khác, kết quả của chúng tôi có thể chỉ ra rằng việc áp dụng chính sách hiệu 
quả các thị trường mới nổi, chẳng hạn như sự ra đời của lạm phát mục tiêu có thể là một công cụ 
hiệu quả để giảm ERPT 
1. Sơ lược về tình hình lạm phát tại Việt Nam giai đoạn 2000 - 2012: 
Biểu đồ 1: Tỷ lệ lạm phát tại Việt Nam giai đoạn 2000 - 2012 
Nguồn: Dữ liệu từ Tổng cục thống kê Việt Nam 
Qua biểu đồ trên chúng ta có thể thấy rằng trong giai đoạn từ 2000 - 2012 thì xu hường 
chung về tình hình lạm phát tại Việt Nam là gia tăn và kéo dài trừ một số năm lạm phát giảm như 
năm 2003, 2005, 2006, 2009, 2012. Nếu như vào năm 2000 thì lạm phát tại Việt Nam chỉ ở mức 
GVHD:GS.TS. Trần Ngọc Thơ 
Nhóm 11 - K22 - NH Đêm 1 Page 14 
khiêm tốn -0,5% thì trong những năm sau đó lạm phát đã tăng nhanh mà đỉnh điểm là năm 2008 
dưới tác động của cuộc khủng hoảng kinh tế toàn cầu lạm phát Việt Nam đã tăng tới 24,4%. Năm 
2009 lạm phát Việt Nam giảm mạnh hơn 3 lần so với năm 2008 xuống chỉ còn 7% nguyên nhân 
là do khủng hoảng kinh tế toàn cầu trong giai đoạn này làm giá nguyên liệu trên thị trường thế 
giới giảm mạnh, xuất khẩu Việt Nam gặp nhiều khó khăn, người dân Việt Nam bắt đầu chi tiêu 
thắt lưng buộc bụng nhiều hơn. Trước tình hình trên chính phủ Việt Nam với mục tiêu tăng 
trưởng kinh tế đã khuyến khích các doanh nghiệp gia tăng sản xuất, đẩy mạnh xuất khẩu. Cụ thể 
là để tạo sự cạnh tranh cho hàng góa trong nước Ngân hàng nhà nước Việt Nam đã không ngừng 
phá giá tiền đồng mà hậu quả của nó là lạm phát tiếp tục tăng cao trong năm 2010 (11,85%) và 
năm 2011 (18,58%). Sang năm 2012, nhận thấy nền kinh tế đã có những dấu hiệu khởi sắc và để 
tránh xảy ra tình trạng tăng trưởng nóng và cũng có nguyên do từ các nguồn vốn nước ngoài 
không còn đổ vào Việt Nam dồi dào nữa đã khiến cho mục tiêu kiềm chế lạm phát của Ngân hàng 
nhà nước được thực hiện khá thành công khi mức lạm phát chỉ là 6,81%. 
2. Tình hình biến động tỷ giá giai đoạn 2000 - 2012: 
2.1. Các xu hướng tỷ giá: 
Biểu đồ 2: Biến động tỷ giá tại Việt Nam giai đoạn 2000 - 2012 
Nguồn: Dữ liệu từ NHNN Việt Nam 
Nhìn vào diễn biến tỷ giá danh nghĩa từ năm 2000 đến năm 2012 có thể thấy tỷ giá chính thức 
USD/VND có xu hướng đi lên theo một chu kỳ khá rõ rệt bao gồm 2 giai đoạn chính: (i) trong 
giai đoạn nền kinh tế thể hiện sự bất ổn định như suy thoái hoặc khủng hoảng, VND mất giá khá 
mạnh; (ii) khi khủng hoảng qua đi, suy thoái kết thúc, nền kinh tế đi vào ổn định thì tỷ giá được 
neo giữ tương đối cứng nhắc theo đồng USD. Chu kỳ này có xu hướng lặp lại theo chu kỳ kinh tế. 
Giai đoạn nền kinh tế có sự biến động mạnh: 2008 - 2011 với cuộc khủng hoảng kinh tế toàn cầu 
và nỗ lực bình ổn kinh tế vĩ mô của nhà nước. Gắn liền với những giai đoạn biến động mạnh này 
là sự chênh lệch lớn giữa tỷ giá chính thức và tỷ giá thị trường tự do như trong biểu đồ 3 bên 
GVHD:GS.TS. Trần Ngọc Thơ 
Nhóm 11 - K22 - NH Đêm 1 Page 15 
dưới. Sức ép của thị trường đã buộc NHNN phải nới rộng biên độ tỷ giá hoặc chính thức phá giá, 
làm cho VND mất giá mạnh mẽ so với thời điểm trước đó. 
Biểu đồ 3: Tỷ giá USD/VND theo ngày và biên độ, 2008 - 2011 
Nguồn: Dữ liệu từ NHNN Việt Nam 
Giai đoạn thời kỳ nền kinh tế đi vào phát triển ổn định như giai đoạn 2001 - 2007. Gắn 
liền với các giai đoạn này là một cơ chế tỷ giá neo giữ theo đồng USD một cách tương đối cứng 
nhắc. Đây cũng là giai đoạn mà tỷ giá trên thị trường tự do cũng ổn định và theo sát tỷ giá chính 
thức. Nguyên nhân là do giai đoạn trước đó tỷ giá chính thức đã được tăng liên tục và đến cuối 
giai đoạn đã ngang bằng với tỷ giá thị trường tự do. 
2.2. Những biến động gần đây: 
Giai đoạn 2008 - 2009: từ năm 2007, do sự gia tăng ồ ạt của luồng tiền đầu tư gián tiếp 
vào Việt Nam, nguồn cung USD đã tăng mạnh. Trên thực tế vào nửa đầu năm 2007 và từ tháng 
10/2007 đến tháng 3/2008, thị trường ngoại hối Việt Nam đã có dư cung về USD khiến cho tỷ giá 
giao dịch tại các ngân hàng thương mại giảm xuống sàn biên độ. Đồng VND đã lên giá trong giai 
đoạn này. 
Xu hướng chung của năm 2009 là sự mất giá danh nghĩa của VND so với USD. Cho đến cuối 
năm 2009, tỷ giá chính thức USD/VND đã tăng 5,6% so với cuối năm 2008. Trong khi trong năm 
2008, tỷ giá niêm yết tại các ngân hàng thương mại biến động liên tục, đầu năm còn có giai đoạn 
GVHD:GS.TS. Trần Ngọc Thơ 
Nhóm 11 - K22 - NH Đêm 1 Page 16 
thấp hơn tỷ giá chính thức, thì năm 2009 lại là một năm mà tỷ giá của các ngân hàng thương mại 
luôn ở mức trần của biên độ dao động mà ngân hàng nhà nước công bố. 
 Giai đoạn 2010 - 2011: Năm 2010 tiếp tục chứng kiến các xu hướng tương tự trên thị 
trường noại hối như năm 2009. Cụ thể là các ngân hàng thương mại vẫn tiếp tục đặt tỷ giá tạ trần 
biên độ của tỷ giá chính thức trong hầu hết các tháng trong năm và khoảng cách giữa tỷ giá chính 
thức và tỷ giá thị trường tự do đã có lúc tăng lên mức cao chưa từng có vào cuối năm 2010 (xem 
biểu đồ 4) 
Trong những tháng cuối năm 2011, thị trường ngoại hối chứng kiến sự tăng lên nhanh chóng của 
cầu về ngoại tệ do: (i) nhu cầu mua ngoại tệ để trả cho các khoản vay đáo hạn của các doanh 
nghiệp tận dụng chênh lệch lãi suất trong hai quý đầu năm 2011; (ii) nhu cầu nhập khẩu thường 
tăng cao vào cuối năm cộng thêm nhu cầu nhập khẩu vàng nhằm kiếm lời từ sự chênh lệch giữa 
giá vàng trong nước và quốc tế; (iii) NHNN thắt chặt tín dụng ngoại tệ; (iv) lãi suất tiền gửi ngoại 
tệ tăng cao, lên trên 5%/năm; và (v) hoạt động đầu cơ gia tăng. Thêm vào đó, cung ngoại tệ giảm 
sút do các doanh nghiệp không muốn bán ngoại tệ cho ngân hàng khi họ lo lắng về khả năng 
NHNN sẽ tiếp tục phá giá VND. 
Biểu đồ 4: Tỷ giá USD/VND chính thức và trên thị trường tự do theo ngày, 2008 - 2011 
 Nguồn: Dữ liệu từ NHNN Việt Nam 
Tuy nhiên bước sang năm 2012 tría ngược với những nghi ngại của các doanh nghiệp thì NHNN 
lại thực hiện một chính sách ghim tỷ giá giữ cho mức tỷ giá được ổn định nhằm đạt mục tiêu về 
ổn định kinh tế vĩ mô, tạo đà cho sự bứt phá nhằm hoàn toàn thoát khỏi bóng ma hậu quả của 
cuộc khủng hoảng kinh tế 2008. Nhờ đó các doanh nghiệp đã bắt đầu mạnh dạn bán ngoại tệ cho 
các ngân hàng thương mại cộng thêm việc sản lượng xuất khẩu của Việt Nam tăng cao làm cho áp 
GVHD:GS.TS. Trần Ngọc Thơ 
Nhóm 11 - K22 - NH Đêm 1 Page 17 
lực cung ngoại tệ được giảm bớt đã kéo mức tỷ giá trên thị trường tự do sát lại với tỷ giá của các 
ngân hàng thương mại và có xu hướng nhích lại gần mức tỷ giá do NHNN công bố. 
Biểu đồ 5: Tỷ giá USD/VND theo tháng năm 2012 
Nguồn: Dữ liệu từ NHNN Việt Nam 
2.3. Mối quan hệ giữa lạm phát và tỷ giá, mức độ truyền dẫn tỷ giá vào lạm phát tại Việt 
Nam: 
Nhìn vào diễn biến lạm phát và tỷ giá tại Việt Nam trong giai đoạn 2000 - 2011 (biểu đồ 
6) có thể thấy rằng lạm phát của Việt Nam và sự sụt giảm giá trị đồng nội tệ có mối quan hệ đồng 
biến trong các giai đoạn 2000 - 2002, 2003 - 2004, 2006 - 2008, 2009 - 2011. Khi tỷ giá 
USD/VND tăng, điều này hàm ý rằng tiền đồng Việt Nam mất giá sẽ dẫn đến lạm phát tăng. 
Tuy nhiên xen kẽ vào đó có những giai đoạn lạm phát của Việt Nam và sự gia tăng tỷ giá 
có mối quan hệ nghịch biến như giai đoạn 2002 - 2003, 2004 - 2006, 2008 và 2012. 
Biểu đồ 6: Mối quan hệ giữa tỷ giá USD/VND (bên trái) và lạm phát (bên phải) tại Việt 
Nam, 2000 - 2012 
GVHD:GS.TS. Trần Ngọc Thơ 
Nhóm 11 - K22 - NH Đêm 1 Page 18 
-5,00%
0,00%
5,00%
10,00%
15,00%
20,00%
25,00%
30,00%
20
00
20
01
20
02
20
03
20
04
20
05
20
06
20
07
20
08
20
09
20
10
20
11
20
12 0
5000
10000
15000
20000
25000
Tỷ lệ lạm phát Tỷ giá USD/VND
Nguồn: Dữ liệu từ Tổng cục thống kê Việt Nam và NHNN Việt Nam 
Ngoài ra việc xem xét mức độ gia tăng của tỷ giá hối đoái và lạm phát có thể cho chúng ta thấy 
được dấu hiệu liên quan đến sự bất ổn định kinh tế vĩ mô 
Bảng 1: Mối quan hệ giữa lạm phát và tốc độ tăng tỷ giá 
Năm Tỷ lệ lạm phát Mức độ tăng tỷ giá năm 
t với năm t-1 
Tỷ lệ lạm 
phát/Mức độ tăng 
tỷ giá 
2000 -0,60% 
2001 0,80% 3,93% 0,203705 
2002 4% 2,11% 1,891411 
2003 3% 1,58% 1,901605 
2004 9,50% 0,84% 11,34634 
2005 8,40% 0,88% 9,534302 
2006 6,60% 0,87% 7,612 
2007 12,36% 0,37% 33,07124 
2008 24,40% 5,36% 4,555986 
GVHD:GS.TS. Trần Ngọc Thơ 
Nhóm 11 - K22 - NH Đêm 1 Page 19 
2009 7% 5,68% 1,23277 
2010 11,75% 5,52% 2,127212 
2011 18,58% 10,01% 1,855256 
2012 6,81% 0,09% 74,65194 
Nguồn: Dữ liệu từ Tổng cục thống kê Việt Nam và NHNN Việt Nam 
Nhìn vào bảng số liệu trên ta có thể thấy được tại Việt Nam thì khi tỷ giá hối đoái gia tăng 
1% thì lạm phát luôn luôn tăng nhiều hơn 1% trong phần lớn thời gian giai đoạn từ 2000 - 2012. 
Điều này phần nào cho thấy được tại Việt Nam mức độ truyền dẫn tỷ giá vào lạm phát là rất cao. 
Đặc biệt là vào cuối năm 2007 khi mà số liệu thống kê cho thấy tỷ giá USD/VND chỉ tăng có 
0,37% nhưng tỷ lệ lạm phát lại lên đến 12,36% gấp đến hơn 33 lần mức độ tăng tỷ giá. Và như 
chúng ta đã biết thì cuộc khủng hoảng tài chính toàn cầu đã bùng nổ cũng vào khoảng thời gian 
cuối năm 2007. Nhưng chúng ta không thể nói chắc chắn rằng mỗi khi tỷ lệ lạm phát gấp nhiều 
lần tốc độ tăng tỷ giá thì sẽ xảy ra khủng hoảng kinh tế hay một tình trạng bất ổn trầm trọng của 
nền kinh tế bởi theo chúng tôi đây cũng chỉ là một dấu hiệu cảnh báo và còn cần phải kết hợp với 
nhiều công cụ phân tích khác để xem xét. Ngoài ra việc tỷ lệ lạm phát cao còn phụ thuộc vào 
nhiều yếu tố phù hợp với đặc thù chính sách quản lý tài khóa của mỗi quốc gia. Chẳng hạn như 
một quốc gia chuyên nhập khẩu đa số các loại thành phẩm, nguyên vật liệu do nền sản xuất trong 
nước yếu kém hay lượng tài nguyên không đáp ứng đủ nhu cầu sẽ chịu ảnh hưởng lớn từ việc biến 
động tỷ giá. Nhưng nếu một quốc gia có nền sản xuất phát triển vượt bậc, tài nguyên thiên nhiên 
dồi dào thì sẽ không phải phụ thuộc nhiều vào hàng nhập khẩu do vậy nếu lạm phát có cao thì sẽ 
do các nhân tố khác ảnh hưởng nhiều hơn chứ việc tỷ giá biến động sẽ không phải là nhân tố 
chính.