Ảnh hưởng của độ mở thương mại đến mức độ truyền dẫn tỷ giá hối đoái vào lạm phát ở Việt Nam

5239 0.1356 
Ngưỡng (c) 1.17479 0.0730 16.0846 0.0000 
Constant 0.06381 0.0376 1.6950 0.0980 
inf_rate t-1 0.95562 0.1577 6.0592 0.0000 
inf_rate t-2 -0.31078 0.1585 -1.9610 0.0571 
ex_rate t 0.30954 0.2205 1.4041 0.1682 
ex_rate t-1 0.40284 0.2147 1.8759 0.0682 
ex_rate t-2 -0.20059 0.2099 -0.9556 0.3451 
imp_rate t -0.10967 0.0716 -1.5325 0.1335 
84 Quách D. Nghiệp và cộng sự. Tạp chí Khoa học Đại học Mở Thành phố Hồ Chí Minh, 63(6), 73-87 
 Hệ số Sai số chuẩn t-statistic P_value 
imp_rate t-1 0.05024 0.0675 0.7439 0.4614 
imp_rate t-2 0.06825 0.0529 1.2897 0.2047 
GDP_rate t -0.06314 0.0382 -1.6537 0.1062 
GDP_rate t-1 -0.02788 0.0179 -1.5578 0.1274 
GDP_rate t-2 -0.01056 0.0086 -1.2335 0.2248 
Phần phi tuyến 
Constant -0.07580 0.0542 -1.3988 0.1698 
ex_rate t -0.24944 0.3271 -0.7626 0.4503 
ex_rate t-1 -0.10436 0.3803 -0.2744 0.7852 
ex_rate t-2 -0.18017 0.4698 -0.3835 0.7035 
adjusted R2 0.6620 
AIC -8.2641e+00 
Nonlinear short-run ERPT 
G (transition function) = 0 
G (transition function) = 1 
0.3095 
0.0601 
Nonlinear Long-run ERPT 
G (transition function) = 0 
G (transition function) = 1 
1.4410 
-0.0625 
Nguồn: Tác giả tự tính toán từ phần mềm Jmulti. 
Đối với mô hình LSTR, 
Nếu (st – c) - ∞, tức là khi đó hàm 
G 0 hệ số truyền dẫn lần lượt là: 
 Hệ số truyền dẫn trong ngắn hạn: 
 Hệ số truyền dẫn trong dài hạn: 
Nếu (st – c) + ∞, tức là khi đó hàm 
G 1 hệ số truyền dẫn lần lượt là: 
 Hệ số truyền dẫn trong ngắn hạn: 
 Hệ số truyền dẫn trong dài hạn: 
Kết quả từ phương trình hồi quy phi tuyến 
cho thấy, hệ số ERPT ngắn hạn phần tuyến 
tính là 0,3095% cao hơn mức truyền dẫn thu 
được từ mô hình hồi quy tuyến tính gốc. 
Bảng 6 cho thấy tồn tại một mức ngưỡng 
của độ mở thương mại là 117,48%GDP, điều 
này cho thấy hệ số truyền dẫn ERPT sẽ thay 
đổi khi biến chuyển tiếp vượt qua mức 
ngưỡng này. 
Khi tính vào phần phi tuyến sau khi biến 
chuyển tiếp độ mở thương mại vượt qua giá 
trị ngưỡng 117,48%GDP thì ta có hệ số truyền 
dẫn ERPT tổng hợp như sau: 0,3095% + 
(-0,2494%) = 0,0601%. Điều này cho thấy khi 
độ mở thương mại vượt ngưỡng 117,48%GDP 
thì hệ số truyền dẫn ERPT sẽ giảm xuống, 
nghĩa là mức độ dịch chuyển những thay đổi 
của tỷ giá vào trong giá sẽ giảm khi độ mở 
thương mại gia tăng. Kết quả này tương đồng 
với các kết quả được tìm thấy bởi Binici 
(2012) hay Gust, Leduc và cộng sự (2010). 
Kết quả này cung cấp thêm bằng chứng ở Việt 
Nam, khi độ mở thương mại lớn hơn có thể 
làm tăng sức mạnh cạnh tranh trong thị 
trường nội địa và làm giảm sức mạnh định giá 
Quách D. Nghiệp và cộng sự. Tạp chí Khoa học Đại học Mở Thành phố Hồ Chí Minh, 63(6), 73-87 85 
của doanh nghiệp vì thế có thể làm giảm mức 
độ truyền dẫn cú sốc của tỷ giá vào trong giá 
từ đó dẫn đến giảm lạm phát. Nghĩa là trước 
sức ép từ quá trình mở cửa thương mại, ngày 
càng xuất hiện nhiều các đối thủ cạnh tranh có 
nguồn gốc từ nước ngoài đã buộc các doanh 
nghiệp nội địa giảm phần tăng thêm vào giá 
bán (mark-up) để giữ thị phần của mình, từ đó 
làm giảm sự trung chuyển những thay đổi khi 
đồng nội tệ giảm giá vào trong giá cả. Khi nền 
kinh tế có độ mở ngày càng lớn thì khi đồng 
nội tệ mất giá sức ép lên các doanh nghiệp nội 
địa càng lớn và khả năng chịu tổn thương 
cũng trở nên lớn hơn. 
4.3.2.3. Các điểm định chấp nhận mô hình 
Bảng 7 
Kiểm định không có tự tương quan phần dư 
Độ trễ Thống kê F df1 df2 p-value 
1 0.0421 1 37 0.8385 
2 0.2386 2 35 0.7890 
3 0.1458 3 33 0.9317 
4 0.4262 4 31 0.7885 
Các giá trị p-value thu được từ thống kê F của kiểm định Godfrey với các độ trễ từ 1 đến 4 đều 
dẫn đến chấp nhận giả thuyết rằng không tồn tại tự tương quan trong phần sai số của mô hình. 
Bảng 8 
Kiểm định không còn phần phi tuyến 
Biến chuyển tiếp F F4 F3 F2 
inf_rate_2(t-1) 1.5978e-01 5.0443e-01 2.4746e-01 3.8345e-03 
inf_rate_2(t-2) 1.8099e-02 1.9082e-01 9.9661e-03 1.6392e-02 
imp_rate_1(t) 3.9795e-03 1.8016e-02 2.2639e-02 1.9057e-01 
ex_rate_IMF(t) 4.6659e-02 1.8195e-02 8.7416e-01 4.9654e-01 
openness(t) 3.3129e-02 3.8767e-02 2.3443e-01 2.8601e-01 
GDP_rate_1(t) 1.1590e-02 2.0452e-01 1.5269e-03 3.1965e-02 
imp_rate_1(t-1) 4.3125e-01 6.9865e-01 7.4090e-02 4.6339e-01 
ex_rate_IMF(t-1) 6.2686e-01 4.8125e-01 7.9363e-01 4.3483e-01 
openness(t-1) 1.6782e-03 7.3380e-03 4.0026e-01 1.0443e-04 
GDP_rate_1(t-1) 6.0062e-02 9.3367e-02 7.0165e-01 1.2685e-02 
imp_rate_1(t-2) 3.1150e-01 3.1886e-01 2.6714e-01 6.1391e-01 
ex_rate_IMF(t-2) 1.1018e-01 1.2159e-01 2.1858e-01 5.4124e-01 
openness(t-2) 6.6528e-01 8.5133e-01 1.7256e-01 1.9655e-01 
GDP_rate_1(t-2) 2.7184e-02 1.9007e-01 4.1758e-03 2.2061e-01 
86 Quách D. Nghiệp và cộng sự. Tạp chí Khoa học Đại học Mở Thành phố Hồ Chí Minh, 63(6), 73-87 
Kiểm định F được sử dụng cho mô hình 
hồi quy phụ có bổ sung một hàm chuyển tiếp 
giả định khác vào trong mô hình hồi quy gốc 
ban đầu: 
Với là một hàm chuyển tiếp 
khác. Để kiểm tra xem phần dư có còn chứa 
thành phần phi tuyến nào bị bỏ sót hay không 
thì hàm H sẽ được triển khai theo xấp xỉ 
Taylor bậc ba dưới dạng: 
Giả thiết cần kiểm định là , 
kiểm định F được sử dụng như trường hợp 
tuyến tính bình thường. Kết quả từ Bảng 8 
cho thấy các giá trị tính toán của F so với giá 
trị tra bảng đều chấp nhận giả thiết H0, điều 
này đồng nghĩa với việc không tồn tại hàm 
chuyển tiếp nào khác cho nên phần dư không 
còn phần phi tuyến bị bỏ sót. 
5. Thảo luận kết quả nghiên cứu và 
hàm ý chính sách 
Nghiên cứu của chúng tôi cung cấp thêm 
bằng chứng các yếu tố thuộc môi trường vĩ 
mô có tác động nhất định đến mức độ truyền 
dẫn của tỷ giá vào lạm phát. Theo đó độ mở 
cửa thương mại càng cao thì càng làm cho hệ 
số truyền dẫn giảm. Kết quả nghiên cứu tìm 
thấy cũng tương đồng với các lý thuyết và 
một số bằng chứng thực nghiệm đã được thực 
hiện trên thế giới. 
Mở cửa thương mại, hội nhập với thế 
giới đã và đang trở thành một xu hướng 
không thể chối bỏ, trong bối cảnh đó mức độ 
cạnh tranh giữa doanh nghiệp trong nước và 
các doanh nghiệp có yếu tố nước ngoài sẽ 
ngày càng quyết liệt hơn nữa, sức mạnh định 
giá của các doanh nghiệp này có thể sẽ giảm 
xuống mỗi khi đồng nội tệ bị mất giá so với 
ngoại tệ vì lý do cần giảm phần mark-up để 
giữ thị phần và duy trì năng lực cạnh tranh. Ở 
góc độ điều hành của chính phủ, cần thiết 
phải giữ ổn định tỷ giá và không để đồng nội 
tệ mất giá quá nhiều sẽ giúp các doanh 
nghiệp nội địa có thêm tiềm lực để đương 
đầu với sức ép cạnh tranh từ các doanh 
nghiệp có nguồn gốc hoặc liên quan đến yếu 
tố nước ngoài 
Tài liệu tham khảo 
Adam, C., & Cobham, D. (2007). Exchange rate regimes and trade. The Manchester School, 75, 
44-63. 
An, L., & Wang, J. (2012). Exchange rate pass-through: Evidence based on vector 
autoregression with sign restrictions. Open Economies Review, 23(2), 359-380. 
Bailliu, J., & Fujii, E. (2004). Exchange rate pass-through and the inflation environment in 
industrialized countries: An empirical investigation. 
Binici, M., Cheung, Y. W., & Lai, K. S. (2012). Trade openness, market competition, and 
inflation: Some sectoral evidence from OECD countries. International Journal of Finance 
& Economics, 17(4), 321-336. 
Campa, J. M., & Goldberg, L. S. (2002). Exchange rate pass-through into import prices: A macro 
or micro phenomenon? National Bureau of Economic Research. 
Christopoulos, D., & León-Ledesma, M. A. (2010). Current account sustainability in the US: 
What did we really know about it? Journal of international Money and Finance, 29(3), 
442-459. 
Quách D. Nghiệp và cộng sự. Tạp chí Khoa học Đại học Mở Thành phố Hồ Chí Minh, 63(6), 73-87 87 
Dijk, D. v., Teräsvirta, T., & Franses, P. H. (2002). Smooth transition autoregressive models-a 
survey of recent developments. Econometric reviews, 21(1), 1-47. 
Dornbusch, R., Fischer, S., & Samuelson, P. A. (1977). Comparative advantage, trade, and 
payments in a Ricardian model with a continuum of goods. The American Economic 
Review, 67(5), 823-839. 
Franses, P. H., & Van Dijk, D. (2000). Non-linear time series models in empirical finance: 
Cambridge University Press. 
Goldberg, P. K., & Knetter, M. M. (1996). Goods prices and exchange rates: What have we 
learned?: National Bureau of Economic Research. 
Goldfajn, I., & Werlang, S. (2000). The pass-through from depreciation to inflation: A panel 
study. 
Gust, C., Leduc, S., & Vigfusson, R. (2010). Trade integration, competition, and the decline in 
exchange-rate pass-through. Journal of Monetary Economics, 57(3), 309-324. 
Khundrakpam, J. (2007). Economic reforms and exchange rate pass-through to domestic prices 
in India. 
Laflèche, T. (1997). The impact of exchange rate movements on consumer prices. Bank of 
Canada Review, 1996(Winter), 21-32. 
McCarthy, J. (2007). Pass-through of exchange rates and import prices to domestic inflation in 
some industrialized economies. Eastern Economic Journal, 33(4), 511-537. 
Nogueira Jr, R. P., & León-Ledesma, M. A. (2011). Does exchange rate pass-through respond to 
measures of macroeconomic instability? Journal of Applied Economics, 14(1), 167-180. 
Nogueira Júnior, R. P., & León-Ledesma, M. (2008). Exchange rate pass-through into inflation: 
The role of asymmetries and non-linearities: Department of Economics Discussion Paper, 
University of Kent. 
Shintani, M., Terada-Hagiwara, A., & Yabu, T. (2013). Exchange rate pass-through and 
inflation: A nonlinear time series analysis. Journal of international Money and Finance, 
32, 512-527. 
Taylor, J. B. (2000). Low inflation, pass-through, and the pricing power of firms. European 
economic review, 44(7), 1389-1408. 
Teräsvirta, T. (2006). Forecasting economic variables with nonlinear models. Handbook of 
economic forecasting, 1, 413-457. 
Trần Ngọc Thơ và Nguyễn Thị Ngọc Trang (2015). Truyền dẫn tỉ giá hối đoái ở Việt Nam dưới 
tác động của môi trường lạm phát. Tạp chí phát triển kinh tế, 26(10), 51-71.