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

Quách D. Nghiệp và cộng sự. Tạp chí Khoa học Đại học Mở Thành phố Hồ Chí Minh, 63(6), 73-87 73 
ẢNH HƯỞNG CỦA ĐỘ MỞ THƯƠNG MẠI ĐẾN 
MỨC ĐỘ TRUYỀN DẪN TỶ GIÁ HỐI ĐOÁI 
VÀO LẠM PHÁT Ở VIỆT NAM 
QUÁCH DOANH NGHIỆP1,*, NGUYỄN THỊ NGỌC TRANG1 
NGUYỄN HOÀNG THỤY BÍCH TRÂM1 
1Trường Đại học Kinh tế Thành phố Hồ Chí Minh 
*Email: nghieptcdn@ueh.edu.vn 
(Ngày nhận: 12/07/2018; Ngày nhận lại: 28/09/2018; Ngày duyệt đăng: 02/10/2018) 
TÓM TẮT 
Nghiên cứu này sử dụng phương pháp Hồi quy chuyển tiếp trơn (STR) nhằm tìm kiếm bằng 
chứng về sự ảnh hưởng của độ mở thương mại lên mức độ truyền dẫn của tỷ giá hối đoái vào 
trong lạm phát. Kết quả cho thấy độ mở thương mại càng lớn thì càng làm giảm mức độ truyền 
dẫn của tỷ giá hối đoái vào trong lạm phát, điều này được giải thích bởi áp lực cạnh tranh đến từ 
các đối thủ nước ngoài hoặc có yếu tố nước ngoài trong quá trình mở cửa hội nhập ngày càng lớn 
của Việt Nam đã làm giảm sức mạnh định giá của các doanh nghiệp. Bài nghiên cứu tìm thấy 
ngưỡng độ mở thương mại mà tại đó quá trình truyền dẫn tỷ giá thay đổi là khoảng 117% GDP. 
Từ khóa: Độ mở thương mại; Hồi quy chuyển tiếp trơn (STR); Truyền dẫn tỷ giá. 
The impact of trade openness on exchange rate pass through in Viet Nam 
ABSTRACT 
This paper investigates the impact of trade openness on pass through of exchange rate to 
inflation by using smooth transition regression model (STR). The result shows that the greater 
the degree of trade openness is, the lower exchange rate pass through is. This explains that the 
intensity of competitiveness increases when foreign firms enter in particular industries in 
Vietnam and the rapid economic integration could cause the reduction in local firms pricing 
power. This result also shows that changes in market competitiveness are the important channels 
through which exchange rate affects inflation. The trade openness threshold, in which exchange 
rate pass through coefficient changes, is 117% of GDP. 
Keywords: Exchange rate pass through; Smooth transition regression model (STR); Trade 
openness. 
1. Giới thiệu 
Truyền dẫn tỷ giá (exchange rate pass 
through – ERPT) vào lạm phát luôn là một 
mối quan tâm lớn của những nhà làm chính 
sách, đặc biệt là Ngân hàng Trung ương. Bởi 
vì khi nắm bắt được cách thức và quy mô mà 
những biến động trong tỷ giá được chuyển 
vào trong lạm phát sẽ giúp Ngân hàng Trung 
ương thực thi chính sách bình ổn giá cả hiệu 
quả hơn thông qua khả năng dự báo được diễn 
tiến lạm phát trước các cú sốc trong tỷ giá. 
Nogueira Jr và León-Ledesma (2011) cho 
rằng sự thay đổi trong tỷ giá được chuyển vào 
trong các mức giá cả là điều cực kỳ quan 
74 Quách D. Nghiệp và cộng sự. Tạp chí Khoa học Đại học Mở Thành phố Hồ Chí Minh, 63(6), 73-87 
trọng đối với những người làm chính sách. 
Những ảnh hưởng này không chỉ tác động lên 
mức lạm phát hiện tại mà còn tác động lên kỳ 
vọng lạm phát, việc thiết lập chính sách tiền tệ 
và khả năng điều chỉnh tỷ giá để cân bằng lại 
thâm hụt thương mại. 
Theo Goldberg và Knetter (1996) truyền 
dẫn tỷ giá là phần trăm thay đổi trong giá 
nhập khẩu tính bằng đồng tiền nội tệ từ một 
phần trăm thay đổi trong tỷ giá giữa quốc gia 
xuất khẩu và quốc gia nhập khẩu. Theo thời 
gian, định nghĩa này đã được các nhà nghiên 
cứu kế thừa và mở rộng ra đối với giá sản 
xuất và giá tiêu dùng. Nghiên cứu này được 
thực hiện nhằm đánh giá sự ảnh hưởng của 
các yếu tố thuộc môi trường vĩ mô lên mức độ 
truyền dẫn của tỷ giá vào lạm phát. Các 
nghiên cứu hiện tại phần lớn tập trung đánh 
giá mối quan hệ truyền dẫn trực tiếp giữa tỷ 
giá và lạm phát mà chưa có nhiều nghiên cứu 
đánh giá về vai trò của các yếu tố thuộc môi 
trường vĩ mô – môi trường truyền dẫn – sẽ có 
những ảnh hưởng cụ thể như thế nào đến hệ 
số truyền dẫn. Theo chúng tôi cần phải đặt 
vấn đề truyền dẫn tỷ giá trong các điều kiện vĩ 
mô cụ thể theo đặc thù của từng quốc gia để 
đánh giá đầy đủ hơn quá trình và mức độ 
truyền dẫn. Với mục đích đó, nghiên cứu này 
xem xét ảnh hưởng của độ mở thương mại lên 
sự truyền dẫn của tỷ giá vào lạm phát ở Việt 
Nam. Chúng tôi xem xét đến điều này vì 
chúng thể hiện cho đặc điểm nền kinh tế nhỏ, 
mở của nền kinh tế Việt Nam trong quá trình 
hội nhập kinh tế toàn cầu. Quá trình toàn cầu 
hóa đang diễn ra mạnh mẽ nên sẽ có tác động 
đáng kể lên mức độ truyền dẫn tỷ giá, Việt 
Nam đang nằm trong dòng chảy nhộn nhịp 
của kinh tế thế giới, nền kinh tế có độ mở 
kinh tế ngày một cao, đó là nguyên nhân 
khiến chúng tôi muốn khảo sát yếu tố này sẽ 
ảnh hưởng như thế nào đến quá trình truyền 
dẫn tỷ giá vào lạm phát ở Việt Nam. 
Hình 1. Sơ đồ truyền dẫn của tỷ giá vào giá tiêu dùng 
Nguồn: Laflèche (1997) và tập hợp của tác giả. 
NỘI TỆ GIẢM GIÁ 
Ảnh hưởng trực tiếp 
Hàng hóa nhập khẩu 
cho tiêu dùng cuối cùng 
 TĂNG GIÁ 
Đầu vào nhập khẩu 
 TĂNG GIÁ 
Chi phí sản xuất TĂNG 
GIÁ TIÊU DÙNG TĂNG 
Ảnh hưởng gián tiếp 
Cầu nội địa đối với 
hàng hóa thay thế 
TĂNG 
Xuất khẩu 
TĂNG 
Hàng hóa thay thế và 
xuất khẩu 
TĂNG GIÁ 
Nhu cầu về lao động 
 TĂNG 
Tiền lương TĂNG 
Truyền dẫn giai 
đoạn 1 
Truyền dẫn giai 
đoạn 2 
Hiệu ứng 
chuyển dịch chi 
tiêu 
Quách D. Nghiệp và cộng sự. Tạp chí Khoa học Đại học Mở Thành phố Hồ Chí Minh, 63(6), 73-87 75 
Kết quả từ nghiên cứu sẽ là góp thêm 
thông tin quan trọng để cơ quan chức năng có 
thể dựa theo đó xây dựng các chính sách điều 
tiết thích hợp đến tỷ giá trong điều kiện nền 
kinh tế bị ảnh hưởng bởi hiện tượng đô la hóa 
một phần và mức độ mở cửa hội nhập ngày 
càng cao như ở Việt Nam. Chúng tôi hy vọng 
khi đặt mối quan hệ truyền dẫn tỷ giá vào lạm 
phát vào điều kiện môi trường vĩ mô cụ thể 
sát với điều kiện kinh tế của Việt Nam sẽ giúp 
bóc tách một phần mối quan hệ này ra khỏi hệ 
thống các mối quan hệ đan chéo phức tạp của 
nền kinh tế thực. 
Nghiên cứu này được thực hiện nhằm trả 
lời cho câu hỏi nghiên cứu dữ liệu hệ số 
truyền dẫn của tỷ giá vào lạm phát có khác 
nhau ở những mức độ mở cửa thương mại 
khác nhau hay không? 
Nghiên cứu được thực hiện ở Việt Nam, 
sử dụng dữ liệu hàng quý, thời gian nghiên cứu 
là 2002:Q2 – 2016:Q4. Nguồn dữ liệu được thu 
thập từ IMF, Data Stream của Thomson 
Reuters và Tổng cục thống kê Việt Nam. 
2. Ảnh hưởng của độ mở thương mại 
lên cơ chế truyền dẫn tỷ giá 
Khi một quốc gia tiến hành mở cửa 
thương mại sẽ gia tăng áp lực cạnh tranh giữa 
các doanh nghiệp khiến cho sức mạnh định 
giá của doanh nghiệp bị ảnh hưởng. Binici và 
cộng sự (2012) kết luận độ mở thương mại 
lớn hơn làm tăng sức mạnh cạnh tranh và làm 
giảm sức mạnh định giá của doanh nghiệp vì 
thế làm giảm lạm phát. 
Các doanh nghiệp nội địa trước áp lực 
cạnh tranh nâng cao được năng suất sản xuất, 
cải tiến công nghệ, tối ưu hóa các lợi thế cạnh 
tranh của mình từ đó tạo ra sản phẩm với mức 
chi phí thấp hơn, có thể góp phần làm giảm 
lạm phát. Thông thường khi đồng nội tệ bị 
mất giá sẽ khiến cho chi phí nhập khẩu tăng 
lên, kéo theo sự truyền dẫn những biến động 
tỷ giá vào trong giá cả của nền kinh tế tăng 
lên, nghĩa là truyền dẫn tỷ giá (Exchange rate 
pass through – ERPT) tăng khi đồng nội tệ 
mất giá. Tuy nhiên, dưới áp lực cạnh tranh từ 
mở cửa thương mại, các doanh nghiệp sẽ chần 
chừ trong việc chuyển những biến động trong 
tỷ giá vào giá bán, các doanh nghiệp có 
khuynh hướng chấp nhận lợi nhuận biên của 
họ giảm đi để giữ thị phần. Độ mở thương 
mại càng lớn, áp lực lên các doanh nghiệp 
càng lớn, vì vậy khi mức độ hội nhập thương 
mại càng cao có khuynh hướng kéo mức lạm 
phát giảm xuống do ERPT giảm. Điều này 
cho thấy độ mở thương mại gây ra hiệu ứng 
ngược chiều lên quá trình truyền dẫn tỷ giá 
vào lạm phát vì làm suy giảm sức mạnh định 
giá của doanh nghiệp. Nghiên cứu của Gust 
và cộng sự (2010) tìm thấy trong điều kiện độ 
mở thương mại ngày càng tăng thì sự phản 
ứng của những nhà nhập khẩu đối với giá của 
các đối thủ cạnh tranh cũng tăng lên để giữ thị 
phần và qua đó làm giảm mức truyền dẫn. 
Điều này nghĩa là các nhà nhập khẩu (nội địa) 
luôn cân nhắc mỗi khi tăng giá do tỷ giá thay 
đổi bởi vì nếu họ làm điều đó mà đối thủ của 
họ không làm thì thị phần của họ có thể bị thu 
hẹp. Cho nên trong tình huống cạnh tranh 
ngày càng cao nhà nhập khẩu không vội vàng 
chuyển hết phần thay đổi trong tỷ giá vào 
trong giá bán mà chấp nhận gánh chịu để giữ 
giá bán như cũ qua đó ổn định thị phần, 
việc làm này sẽ làm biên lợi nhuận của họ 
giảm xuống. 
Khi nền kinh tế mở rộng thương mại, nếu 
tỷ trọng hàng hóa nhập khẩu trong rổ hàng 
hóa tiêu dùng ít sẽ làm mức độ truyền dẫn 
thấp vì các công ty trong nước tránh điều 
chỉnh giá bán mỗi khi tỷ giá thay đổi vì chi 
phí thực đơn và vì vấn đề thị phần. Ngược lại, 
tỷ trọng hàng hóa nhập khẩu trong rổ hàng 
hóa tiêu dùng càng lớn (tức là tỷ lệ thâm nhập 
của hàng nhập khẩu cao hơn) thì mức độ 
truyền dẫn sẽ cao hơn. Bởi vì khi quốc gia 
quá phụ thuộc vào hàng hóa nước ngoài thì 
khi tỷ giá thay đổi, các nhà nhập khẩu sẽ tính 
phần thay đổi này vào giá bán và làm mức giá 
trong nền kinh tế tăng lên. Có thể thấy tỷ lệ 
nhập khẩu đầu vào trong sản xuất càng lớn, 
thì tác động của tỷ giá lên giá nhà sản xuất 
76 Quách D. Nghiệp và cộng sự. Tạp chí Khoa học Đại học Mở Thành phố Hồ Chí Minh, 63(6), 73-87 
càng lớn. Do đó, độ mở thương mại của một 
nền kinh tế càng lớn thì hệ số truyền dẫn càng 
lớn theo Dornbusch và cộng sự (1977); 
Goldfajn và Werlang (2000); Adam và 
Cobham (2005). Mức độ hiện diện của các 
công ty nước ngoài trong nền kinh tế nội địa 
cao tỷ lệ thâm nhập của hàng hóa nhập khẩu 
đo lường bằng tỷ lệ hàng hóa nhập khẩu trong 
tiêu dùng gia tăng làm gia tăng mức độ truyền 
dẫn như kết quả của McCarthy (2007). Tương 
tự, An và Wang (2012) cũng cho rằng tỷ 
trọng nhập khẩu tăng đồng nghĩa với một sự 
thâm nhập sâu của hàng hóa nhập khẩu đồng 
thời phản ánh mức cạnh tranh kém của các 
doanh nghiệp nội địa. Trong tình huống này, 
các công ty nước ngoài hoặc các công ty nhập 
khẩu hàng hóa nước ngoài có thể chuyển 
những thay đổi trong tỷ giá vào nước nhập 
khẩu nhiều hơn từ đó làm gia tăng mức độ 
truyền dẫn. 
Khundrakpam (2007) khi nghiên cứu về 
tác động của thay đổi kinh tế lên truyền dẫn tỷ 
giá đến giá nội địa tại Ấn Độ đã cho thấy các 
yếu tố tự do hóa kinh tế như là: sự gia tăng 
trong độ mở thương mại, cắt giảm hàng rào 
thuế quan, xóa bỏ các giới hạn về khối lượng, 
sự thay đổi trong thành phần nhập khẩu là 
nguyên nhân gây ra sự truyền dẫn bất cân 
xứng của tỷ giá đối với trường hợp tỷ giá tăng 
hoặc giảm hoặc những thay đổi lớn và nhỏ 
trong tỷ giá đến mức độ lạm phát. 
Từ các nghiên cứu đã dẫn, có thể thấy 
mức độ truyền dẫn của tỷ giá vào trong giá cả 
tùy thuộc vào mức độ mở cửa thương mại của 
nền kinh tế. Cụ thể, khi độ mở thương mại ở 
mức thấp, biểu hiện bằng mức độ thâm nhập 
của hàng hóa nước ngoài vào trong nước thấp 
có thể sẽ dẫn đến mức độ truyền dẫn thấp, tuy 
nhiên khi độ mở thương mại cao thì truyền 
dẫn của tỷ giá sẽ cao, do hành vi của nhà sản 
xuất lúc này trở nên nhạy cảm với những biến 
động trong tỷ giá, tổng chi phí nhập khẩu đầu 
vào sẽ gia tăng tương xứng với tỷ lệ đầu vào 
nhập khẩu điều này sẽ khiến họ nhanh chóng 
điều chỉnh giá hàng hóa trong nền kinh tế. 
3. Phương pháp nghiên cứu, mô hình 
thực nghiệm và dữ liệu 
3.1. Khung phân tích 
Chúng tôi xây dựng khung phân tích dựa 
theo Campa và Goldberg (2002), Nogueira và 
León-Ledesma (2011). Giá xuất khẩu được 
thiết lập bởi các công ty nước ngoài trong 
điều kiện thị trường cạnh tranh hoàn hảo và 
nhà xuất khẩu được giả định là luôn muốn tối 
đa hóa lợi nhuận của mình, khi đó giá hàng 
hóa tính theo đồng nội tệ sẽ được biểu diễn 
như sau: 
 (1) 
Trong đó là giá hàng hóa định danh 
bằng đồng tiền nội địa, là chi phí biên 
được tính bằng đồng ngoại tệ và là tỷ giá 
hối đoái được niêm yết trực tiếp dưới dạng số 
lượng nội tệ tính trên một đơn vị ngoại tệ. 
Theo lý thuyết mark-up, nhà xuất khẩu sẽ 
tính thêm trên giá xuất khẩu một đại lượng gọi 
là mark-up để tối đa hóa lợi nhuận của mình. 
Gọi phần mark-up, được ký hiệu , là đại 
lượng dựa theo chi phí biên . Phần mark-up 
được định nghĩa như sau: trong đó 
là độ co giãn của cầu theo giá của hàng hóa 
i ở quốc gia nhập khẩu. 
Bailliu và Fujii (2004) đã giả định rằng 
phụ thuộc vào áp lực cầu của thị trường tiêu 
thụ, do đó với Y là mức thu nhập 
(chi tiêu) ở quốc gia nhập khẩu. 
Goldberg và Campa (2002) và Nogueira 
và León-Ledesma (2011) đã mở rộng giả định 
hàm mark-up khi cho rằng các doanh nghiệp 
sẽ phản ứng trước mức độ ổn định kinh tế vĩ 
mô của quốc gia nhập khẩu, chẳng hạn như 
khi lạm phát cao hoặc khi nền kinh tế đối mặt 
với khủng hoảng niềm tin thì ERPT sẽ cao 
hơn. Các tác giả cho rằng sự ổn định kinh tế 
vĩ mô của quốc gia nhập khẩu sẽ tác động lên 
quyết định truyền dẫn mức độ biến động của 
tỷ giá vào trong giá của doanh nghiệp dưới 
các kịch bản kinh tế vĩ mô khác nhau. Do đo, 
hàm mark-up mở rộng sẽ có dạng như sau: 
 (2) 
Quách D. Nghiệp và cộng sự. Tạp chí Khoa học Đại học Mở Thành phố Hồ Chí Minh, 63(6), 73-87 77 
Hàm mark-up theo quan điểm của 
Goldberg và Campa (2002), Nogueira và 
León-Ledesma (2011) được thể hiện dưới 
dạng phi tuyến thể hiện phản ứng của doanh 
nghiệp trước các yếu tố đại diện cho tính ổn 
định của môi trường vĩ mô. Trong nghiên cứu 
của Nogueira và León -Ledesma (2011) Z 
gồm hai trạng thái kinh tế tốt: lạm phát thấp 
và/hoặc mức độ tín nhiệm chính sách cao; 
trạng thái kinh tế xấu: lạm phát cao và/hoặc 
mức độ tín nhiệm chính sách thấp. 
Hàm W(Z) được xem như số nhân mark-
up theo cách sau: khi các công ty thiết lập giá 
trước cho một số thời kỳ thì phần mark-up sẽ 
phản ứng nhiều hơn nếu tỷ lệ lạm phát cao 
hoặc niềm tin của thị trường vào chính sách 
trở nên kém đi. Nói cách khác, trong môi 
trường lạm phát cao hoặc khủng hoảng niềm 
tin ERPT sẽ tăng lên. 
Lấy logarit hai vế của phương trình (2) sẽ 
được cho dạng mô hình hồi quy ERPT như 
sau: 
 (3) 
Từ phương trình trên, thể hiện mức độ 
truyền dẫn trực tiếp của tỷ giá vào mức giá và 
được kỳ vọng nằm giữa 0 và 1. Nếu , 
ERPT là hoàn toàn, nghĩa là nhà xuất khẩu sẽ 
chuyển dịch hoàn toàn những biến động của 
tỷ giá vào trong giá, chiến lược này thường 
được thể hiện dưới dạng giá hàng hóa tính 
bằng đồng ngoại tệ (foreign-currency pricing 
– FCP). Nếu , nghĩa là ERPT bằng zero, 
xảy ra khi các công ty nước ngoài quyết định 
không thay đổi giá tính theo đồng tiền của thị 
trường tiêu thụ và hấp thụ toàn bộ biến động 
của tỷ giá vào trong phần mark-up, chiến lược 
này thường được gọi là thiết lập giá bằng 
đồng tiền địa phương (local-currency pricing 
– LCP). 
Có thể thấy, chiến lược định giá của các 
doanh nghiệp không chỉ phụ thuộc độc nhất 
vào điều kiện cầu nội địa. Chúng ta có thể 
nghĩ rằng doanh nghiệp nước ngoài có thể 
điều chỉnh giá sau biến động tỷ giá có liên 
quan đến nhiều yếu tố vĩ mô. Ví dụ, môi 
trường lạm phát như lập luận của Taylor 
(2000) có thể ảnh hưởng đến quy mô của 
ERPT. Một yếu tố quan trọng khác tác động 
lên kênh truyền ERPT đó là chu kỳ kinh 
doanh như trong nghiên cứu của Goldfajn và 
Werlang (2000). 
Trong nghiên cứu này, chúng tôi gi ...  đầu năm 2008 
đến cuối năm 2011 là giai đoạn tỷ giá của Việt 
Nam biến động mạnh, 2 đỉnh tỷ giá được thiết 
lập vào năm 2008 và năm 2011 cũng gần như 
trùng nhịp với diễn tiến của lạm phát trong 
nền kinh tế lần lượt ở mức 5% và 7%. Giai 
đoạn sau năm 2011 biến động tỷ giá hàng quý 
xoay quanh khu vực +/- 3% tuy nhiên mức độ 
dao động nhiều hơn, phần nào phản ánh mức 
độ “nới lỏng” trong kiểm soát tỷ giá của Ngân 
hàng nhà nước. 
Quách D. Nghiệp và cộng sự. Tạp chí Khoa học Đại học Mở Thành phố Hồ Chí Minh, 63(6), 73-87 81 
4.2. Thống kê mô tả và mối tương quan giữa biến nghiên cứu 
Bảng 1 
Thống kê mô tả các biến 
Biến số Số quan sát Giá trị 
Trung bình 
Sai số 
chuẩn 
Giá trị nhỏ nhất Giá trị 
lớn nhất 
inf_rate 59 0.0195762 0.0199315 -0.0055183 0.0896873 
imp_rate 59 0.0008115 0.0441214 -0.1694431 0.1975357 
GDP_rate 59 0.3911562 0.7653943 -0.7971994 1.462702 
ex_rate 59 0.0071258 0.0153651 -0.0156605 0.0725734 
openness 59 0.8543966 0.5400396 -0.0069041 2.197571 
Nguồn: tác giả tự tính toán. 
Bảng 2 
Ma trận hệ số tương quan giữa các biến 
 inf_rate imp_rate GDP_rate ex_rate openness 
inf_rate 1.0000 
imp_rate 0.0615 1.0000 
GDP_rate -0.1903 - 0.0085 1.0000 
ex_rate 0.1009 -0.2983** -0.0944 1.0000 
openness -0.0575 - 0.0028 -0.1861 0.0236 1.0000 
Nguồn: tác giả tự tính toán. 
Bởi vì hầu hết các hệ số tương quan đều thấp hơn 0.8 nên theo kinh nghiệm các biến trong 
nghiên cứu đều không cho thấy xảy ra khả năng đa cộng tuyến giữa các biến. 
4.3. Kiểm định tính dừng, độ trễ thích hợp 
4.3.1. Kiểm định tính dừng của biến nghiên cứu 
Bảng 3 
Tính dừng của các biến 
 Thống kê kiểm định (Test 
Statistic) 
p-value for Z(t) Kết luận 
inf_rate -3.801 0.0029 Chuỗi dừng 
imp_rate -10.731 0.0000 Chuỗi dừng 
GDP_rate -12.087 0.0000 Chuỗi dừng 
exchange_rate -4.793 0.0001 Chuỗi dừng 
openness -8.747 0.0000 Chuỗi dừng 
Các giá trị tới hạn (Critical value): 1%: -3.569; 5%: -2.924; 10%: -2.597 
Nguồn: tác giả tự tính toán. 
82 Quách D. Nghiệp và cộng sự. Tạp chí Khoa học Đại học Mở Thành phố Hồ Chí Minh, 63(6), 73-87 
Bảng 3 cho thấy kết quả kiểm định tính 
dừng các biến bằng kiểm định ADF, tất cả các 
biến đều dừng. 
4.3.2. Kết quả ảnh hưởng của độ mở 
thương mại lên quá trình truyền dẫn tỷ giá 
Để thực hiện mô hình hồi quy chuyển tiếp 
trơn trước tiên chúng ta cần xác định độ trễ 
thích hợp cho mô hình hồi quy tuyến tính gốc. 
Việc chọn độ trễ cho biến độc lập và biến phụ 
thuộc đòi hỏi nhiều phép thử và so sánh kết 
quả từ mô hình để tìm được độ trễ phù hợp 
nhất. Trong bài nghiên cứu này chúng tôi sử 
dụng phần mềm Jmulti theo đề xuất của 
Terasvirta (2004) và hướng dẫn sử dụng phần 
mềm Jmulti của M. Kratzig (2015) để xây 
dựng mô hình STR. Theo đó, việc lựa chọn độ 
trễ của các biến được thực hiện từ cụ thể đến 
tổng quát, nghĩa là cho các cặp độ trễ kết hợp 
giữa biến độc lập và biến nghiên cứu để tìm 
kiếm mô hình phi tuyến phù hợp. Trong 
nghiên cứu này chúng tôi chọn độ trễ của biến 
độc lập và biến nghiên cứu lần lượt là 2 vì: 
thứ nhất, thỏa mãn tồn tại một mô hình phi 
tuyến để diễn tả mối quan hệ giữa các biến 
trong mô hình; thứ hai, mô hình LSTR1 được 
chọn thay vì LSTR2 bởi vì biến chuyển tiếp 
trong nghiên cứu này là độ mở thương mại 
(trade openness), mô hình chấp nhận một 
ngưỡng mà khi độ mở thương mại vượt quá sẽ 
chuyển mẫu nghiên cứu sang một trạng thái 
(regime) khác. Trong khi đó mô hình LSTR2 
lại nghiên cứu một sự thay đổi xoay quanh giá 
trị ngưỡng của biến chuyển tiếp, điều này 
không phù hợp với đặc tính của biến trade 
openness nên chúng tôi không lựa chọn mô 
hình có độ trễ (3,2). 
Bảng 4 
Lựa chọn độ trễ cho mô hình 
Trễ của Y Trễ của X Biến chuyển tiếp Mô hình 
1 1 openness(t-1)* LSTR1 
2 1 imp_rate_1(t-1)* LSTR2 
3 1 openness(t-1)* LSTR1 
4 1 openness(t-1)* LSTR1 
5 1 Không có Linear 
1 2 openness(t-1)* LSTR1 
2 2 openness(t-1)* LSTR1 
3 2 openness(t-1)* LSTR2 
4 2 Không có Linear 
1 3 Không có Linear 
Nguồn: Tác giả tự tính toán từ phần mềm Jmulti. 
Quách D. Nghiệp và cộng sự. Tạp chí Khoa học Đại học Mở Thành phố Hồ Chí Minh, 63(6), 73-87 83 
4.3.2.1. Kết quả mô hình hồi quy tuyến tính 
Bảng 5 
Kết quả mô hình hồi quy tuyến tính 
 Hệ số Sai số chuẩn t-statistic P_value 
Hằng số 0.0113228 0.0044397 2.55 0.014 
inf_ratet-1 0.9312303 0.1363181 6.83 0.000 
inf_ratet-2 -0.3263745 0.1418056 -2.30 0.026 
imp_ratet -0.1012772 0.0666846 -1.52 0.136 
imp_ratet-1 0.035393 0.0611673 0.58 0.566 
imp_ratet-2 0.0595941 0.0481274 1.24 0.222 
GDP_ratet -0.0107558 0.0031807 -3.38 0.001 
GDP_ratet-1 -0.0017096 0.0040033 -0.43 0.671 
GDP_ratet-2 0.0012378 0.0031822 0.39 0.699 
ex_ratet 0.1215659 0.1285251 0.95 0.349 
ex_ratet-1 0.2573789 0.1630155 1.58 0.121 
ex_ratet-2 -0.2044215 0.1799574 -1.14 0.262 
F(11, 45) 6.60 
Prob > F 0.0000 
Adj R-squared 0.6174 
Nguồn: Tác giả tự tính toán từ phần mềm Stata. 
Hệ số truyền dẫn ERPT từ mô hình hồi quy tuyến tính trong ngắn hạn là 0,12%. Nghĩa là khi tỷ 
giá biến động 1% thì lạm phát biến động khoảng 0,12%. 
4.3.2.2. Kết quả hồi quy phi tuyến 
Bảng 6 
Kết quả hồi quy phi tuyến với biến chuyển tiếp (st) là biến độ mở thương mại (openness t-1) 
 Hệ số Sai số chuẩn t-statistic P_value 
Phần tuyến tính 
Gamma () 7.89371 5.1799 1.5239 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.