Tác động của bộ ba bất khả thi đến lạm phát và tăng trưởng ở các nước châu á

BỘ GIÁO DỤC VÀ ĐÀO TẠO TRƯỜNG ĐẠI HỌC KINH TẾ TP HỒ CHÍ MINH ĐẶNG NGỌC THANH TÁC ĐỘNG CỦA BỘ BA BẤT KHẢ THI ĐẾN LẠM PHÁT VÀ TĂNG TRƯỞNG Ở CÁC NƯỚC CHÂU Á LUẬN VĂN THẠC SĨ KINH TẾ TP Hồ Chí Minh – Năm 2015 BỘ GIÁO DỤC VÀ ĐÀO TẠO TRƯỜNG ĐẠI HỌC KINH TẾ TP HỒ CHÍ MINH ĐẶNG NGỌC THANH TÁC ĐỘNG CỦA BỘ BA BẤT KHẢ THI ĐẾN LẠM PHÁT VÀ TĂNG TRƯỞNG Ở CÁC NƯỚC CHÂU Á Chuyên ngành: Tài – Ngân hàng Mã số: 60340201 LUẬN VĂN THẠC SĨ KINH TẾ NGƯỜI HƯỚNG DẪN KHOA HỌC: PGS.TS NGUYỄN NGỌC ĐỊNH TP Hồ Chí Minh – Năm 2015 LỜI CAM ĐOAN Tôi xin cam đoan luận văn “TÁC ĐỘNG CỦA BỘ BA BẤT KHẢ THI ĐẾN LẠM PHÁT VÀ TĂNG TRƯỞNG Ở CÁC NƯỚC CHÂU Á” công trình nghiên cứu tác giả, số liệu sử dụng trung thực có nguồn gốc trích dẫn rõ ràng Luận văn thực hướng dẫn khoa học PGS.TS Nguyễn Ngọc Định TP HCM, tháng 12 năm 2015 Tác giả luận văn MỤC LỤC Trang phụ bìa Lời cam đoan Mục lục Danh mục bảng biểu Danh mục từ viết tắt Chương 1: Giới thiệu 2 Chương 2: Tổng quan nghiên cứu trước 2.1 Tổng quan lý thuyết .4 2.2 Các kết nghiên cứu trước 2.2.1 Các nghiên cứu kiểm định ba bất khả thi 2.2.2 Các nghiên cứu xem xét tác động ba bất khả thi .7 2.2.3 Các nghiên cứu xem xét hội tụ ba bất khả thi .10 Chương 3: Dữ liệu phương pháp nghiên cứu 13 3.1 Dữ liệu 13 3.2 Phương pháp nghiên cứu 14 3.3 Giả thuyết nghiên cứu câu hỏi nghiên cứu .17 Chương 4: Nội dung kết nghiên cứu 18 4.1 Kiểm định ba bất khả thi 18 4.1.1 Mẫu liệu bao gồm 38 quốc gia Châu Á 18 4.1.2 Kiểm định số quốc gia riêng lẻ 19 4.2 Tác động ba bất khả thi 21 4.2.1 Mẫu liệu bao gồm 38 quốc gia Châu Á 21 4.2.2 Đối với quốc gia riêng lẻ 28 4.3 Sự hội tụ ổn định ba bất khả thi 44 4.4 Một số gợi ý sách cho Việt Nam nước Đông Nam Á 45 Chương 5: Kết luận 50 Tài liệu tham khảo Phụ lục DANH MỤC BẢNG Trang Bảng 3.1 Mô tả nguồn liệu 13 Bảng 4.1 Kết hồi quy phương trình = 18 Bảng 4.2 Tóm tắt kết hồi quy phương trình với quốc gia 19 Bảng 4.3 Tóm tắt kết hồi quy gộp (Pooled OLS) 22 Bảng 4.4 Tóm tắt kết hồi quy (1997 – 2013) 23 Bảng 4.5 Tóm tắt tác động ba bất khả thi 25 Bảng 4.6 Kết kiểm định Hausman biến phụ thuộc GR 26 Bảng 4.7 Kết kiểm định Hausman biến phụ thuộc INF 26 Bảng 4.8 Kết kiểm định Hausman biến phụ thuộc OV 27 Bảng 4.9 Kết kiểm định Hausman biến phụ thuộc IV 27 Bảng 4.10 Tóm tắt hồi quy tác động ba bất khả thi 27 Bảng 4.11 Tóm tắt kết hồi quy phương trình GRt = 28 Bảng 4.12 Tóm tắt kết hồi quy phương trình INFt = 31 Bảng 4.13 Tóm tắt kết hồi quy phương trình OVt = 33 Bảng 4.14 Tóm tắt kết hồi quy phương trình IVt = 36 Bảng 4.15 Tóm tắt tác động ba bất khả thi với mức ý nghĩa 10%, 5%, 1% 39 Bảng 4.16 Tác động ba bất khả thi quốc gia 39 Bảng 4.17 Tóm tắt tác động ba bất khả thi quốc gia 41 Bảng 4.18 Tóm tắt kết phân tích tương quan hội tụ ba bất khả thi tăng trưởng, lạm phát, biến động tăng trưởng, biến động lạm phát 44 Bảng 4.19 Tóm tắt kết phân tích tương quan ổn định ba bất khả thi tăng trưởng, lạm phát, biến động tăng trưởng, biến động lạm phát 45 Bảng 4.20 Tác động ba bất khả thi số nước Đông Nam Á 46 DANH MỤC HÌNH Hình 2.1 Tam giác bất khả thi Hình 3.1 Minh họa thay đổi ba bất khả thi 16 Hình 4.1 Sự hội tụ ba bất khả thi 44 DANH MỤC CÁC TỪ VIẾT TẮT FEM: Fixed effect model (Mô hình tác động cố định) REM: Random effect model (Mô hình tác động ngẫu nhiên) GDP: Gross Domestic Product (Tổng sản phẩm quốc nội) IMF: International Monetary Fund (Quỹ tiền tệ quốc tế) TÓM TẮT Với mẫu liệu gồm 38 quốc gia Châu Á giai đoạn 1970 – 2014, luận văn tiến hành kiểm định kết cho thấy ba bất khả thi tồn nước Châu Á Để nghiên cứu tác động ba bất khả thi đến tăng trưởng, lạm phát, biến động sản lượng biến động lạm phát, luận văn xem xét theo hướng Hướng thứ nhất, với liệu bảng cân gồm 38 quốc gia giai đoạn 1996 – 2014, luận văn dùng kiểm định Breusch – Pagan kiểm định Hausman để lựa chọn mô hình phù hợp mô hình: mô hình hồi quy gộp (Pooled OLS), mô hình tác động cố định (FEM) mô hình tác động ngẫu nhiêu (REM) Kết hồi quy liệu bảng cân cho thấy ổn định tỷ giá làm giảm lạm phát, biến động sản lượng biến động lạm phát, độc lập tiền tệ làm giảm biến động sản lượng, hội nhập tài làm giảm tăng trưởng Hướng thứ 2, luận văn xem xét tác động ba bất khả thi quốc gia riêng lẻ, điều cần thiết kết cụ thể cho quốc gia Phân tích tương quan cho thấy quốc gia có ba bất khả thi hội tụ lạm phát, biến động lạm phát biến động sản lượng thấp, quốc gia có ba bất khả thi ổn định lạm phát thấp hơn, biến động lạm phát thấp biến động sản lượng cao Chương 1: Giới thiệu 1.1 Lý chọn đề tài Lý thuyết ba bất khả thi mở rộng Krugman (1979) Frankel (1999) dựa mô hình IS – LM Robert Mundell Marcus Fleming giới thiệu vào đầu năm 1960 Kể từ đó, có nhiều nghiên cứu thực nghiệm nhằm kiểm định lý thuyết hầu xác nhận tồn Gần xuất nghiên cứu tác động ba bất khả thi đến lạm phát, tăng trưởng, biến động lạm phát biến động sản lượng Đáng ý nghiên cứu Aizenman, Chinn Ito năm 2008, với liệu gồm 179 quốc gia giai đoạn 1960 – 2006, tác giả xác nhận tồn ba bất khả thi tìm thấy tác động có ý nghĩa ba bất khả thi đến lạm phát, tăng trưởng, biến động lạm phát biến động sản lượng Tuy nhiên, nghiên cứu Yu Hsing quốc gia Hy Lạp (2012), Cộng hòa Czech (2012), Bulgari (2012) Brazil (2013) lại cho kết không hoàn toàn giống với nghiên cứu Aizenman, Chinn Ito, chí số kết trái ngược Kết nghiên cứu Yu Hsing quốc gia không hoàn toàn giống Như vậy, gợi ý sách Aizenman cộng đưa cho nhóm quốc gia dựa mẫu lớn không giúp ích nhiều cho quốc gia cụ thể việc lựa chọn sách họ Từ vấn đề trên, tác giả chọn đề tài “Tác động ba bất khả thi đến lạm phát tăng trưởng nước Châu Á”, nhằm đối chiếu kết với nghiên cứu Aizenman cộng (2008) đưa gợi ý sách số quốc gia riêng lẻ Châu Á 1.2 Mục tiêu nghiên cứu Đề tài có mục tiêu nghiên cứu sau: i Kiểm định ba bất khả thi nước Châu Á ii Xem xét tác động ba bất khả thi đến lạm phát, tăng trưởng, biến động lạm phát biến động sản lượng nước Châu Á 1.3 Đối tượng phạm vi nghiên cứu 1.3.1 Đối tượng nghiên cứu Bộ ba bất khả thi tác động đến lạm phát, tăng trưởng, biến động lạm phát biến động sản lượng 1.3.2 Phạm vi nghiên cứu Châu Á có 48 quốc gia ( vùng lãnh thổ), hạn chế số liệu có sẵn cung cấp Aizenman, Chinn Ito, IMF, World Bank, luận văn nghiên cứu 37 quốc gia đặc khu hành Hồng Kông giai đoạn từ năm 1970 đến năm 2014 1.4 Phương pháp nghiên cứu Đối với mẫu liệu gồm nhiều quốc gia, luận văn sử dụng phương pháp hồi quy bảng với mô hình: mô hình hồi quy gộp (Pooled OLS), mô hình tác động cố định (FEM), mô hình tác động ngẫu nhiên (REM) Đối với quốc gia riêng lẻ, luận văn sử dụng phương pháp OLS Để xem xét tác động ổn định ba bất khả thi đến tăng trưởng, lạm phát, biến động sản lượng, biến động lạm phát, luận văn sử dụng phương pháp phân tích tương quan kiểm định giá trị trung bình nhóm 1.5 Ý nghĩa thực tiễn đề tài Nhiều nghiên cứu trước dựa mẫu lớn, gồm nhiều quốc gia, từ đưa gợi ý sách chung cho quốc gia Tuy nhiên, nghiên cứu Yu Hsing vài quốc gia riêng lẽ đưa gợi ý sách không giống Do đó, gợi ý sách chung cho nhóm quốc gia không phù hợp với quốc gia Bài luận văn giúp đưa gợi ý sách cho quốc gia riêng lẻ Châu Á 48  Indonesia Tương tự Cambodia, hội nhập tài không tác động đến tăng trưởng lạm phát, độc lập tiền tệ Nhưng ổn định tỷ giá mang lại hiệu tích cực làm tăng tốc độ tăng trưởng Đầu năm 1990, số ổn định tỷ giá Indonesia cao (trên 0,8) tăng trưởng trung bình 7%8%, đầu năm 2000, số ổn định tỷ giá Indonesia giảm mạnh, hay nói cách khác, Indonesia thả tỷ giá có quản, tốc độ tăng trưởng trung bình 4% - 5% gian đoạn Từ năm 2010, tỷ giá Indonesia ổn định (nhưng xa so với đầu thập niên 1990) tăng trưởng trung bình đạt 5% - 6% Vì vậy, Indonesia nên ổn định tỷ giá muốn thúc đẩy tăng trưởng  Lào Độc lập tiền tệ không tác động đến tăng trưởng lạm phát Lào, ổn định tỷ giá làm giảm biến động sản lượng, có tác động đáng ý làm giảm lạm phát Lào cần ý đến mục tiêu Ngoài ra, hội nhập tài làm giảm biến động sản lượng Vì Lào nên kết hợp ổn định tỷ giá hội nhập tài  Malaysia Độc lập tiền tệ có tác động tiêu cực làm tăng biến động lạm phát Do Malaysia nên ưu tiên ổn định tỷ giá hội nhập tài chính, kết hợp giúp làm giảm lạm phát, giảm biến động lạm phát giảm biến động sản lượng  Philippines Nhìn chung, ba bất khả thi có tác động tích cực Philippines, ổn định tỷ giá làm tăng tốc độc tăng trưởng, độc lập tiền tệ làm giảm biến động lạm phát, hội nhập tài làm giảm tỷ lệ lạm phát, giảm biến động lạm phát 49 giảm biến động sản lượng Như vậy, kết hợp tốt Philippines ổn định tỷ giá hội nhập tài chính, lựa chọn vừa thúc đẩy tăng trưởng, vừa giảm tỷ lệ lạm phát  Singapore Ổn định tỷ giá vừa có tác động tích cực, vừa có tác động tiêu cực, giúp tăng tốc độ tăng trưởng làm tăng biến động lạm phát Độc lập tiền tệ giúp giảm biến động sản lượng, hội nhập tài làm giảm tỷ lệ lạm phát biến động lạm phát Do đó, lựa chọn ba bất khả thi Singapore nên tập trung vào ổn định tỷ giá hội nhập tài chính, giống Philippines, lựa chọn giúp thúc đẩy tăng trưởng giảm tỷ lệ lạm phát  Thái Lan Tương tự trường hợp Cambodia Indonesia, hội nhập tài không tác động đến tăng trưởng lạm phát Thái Lan Ổn định tỷ giá làm tăng tốc độ tăng trưởng, độc lập tiền tệ làm giảm biến động lạm phát Từ năm 2009, Thái Lan có xu hướng tăng dần mức độ độc lập tiền tệ giảm hội nhập tài chính, ổn định tỷ giá thay đổi không đáng kể, điều cho thấy Thái Lan muốn trì tốc độ tăng trưởng ổn định kiểm soát lạm phát Tuy nhiên, tốc độ tăng trưởng gần Thái Lan tương đối thấp (so với đầu năm 1990), Thái Lan nên gia tăng ổn định tỷ giá tương lai Ngoài gợi ý sách trên, ổn định ba bất khả thi cần xem xét giúp giảm lạm phát, điều khẳng định lần nhìn vào số liệu Việt Nam 10 năm trở lại đây, năm ba bất khả thi ổn định lạm phát thấp so với năm ba bất khả thi không ổn định 50 Chương 5: Kết luận Với liệu gồm 38 quốc gia vùng lãnh thổ kiểm định riêng lẻ 34 quốc gia, luận văn xác nhận tồn ba bất khả thi nước Châu Á Về tác động ba bất khả thi, với liệu cân giai đoạn 1997 – 2013, sau kiểm định Breusch – Pagan (mô hình hồi quy gộp) kiểm định Hausman (mô hình REM), mô hình hồi quy cuối cho thấy ổn định tỷ giá không tác động đến tăng trưởng, làm giảm lạm phát, biến động lạm phát biến động sản lượng Độc lập tiền tệ không tác động đến tăng trưởng, lạm phát, biến động lạm phát, làm giảm biến động sản lượng Hội nhập tài không tác động đến lạm phát, biến động lạm phát, biến động sản lượng, làm giảm tăng trưởng Các kết không hoàn toàn giống với nghiên cứu Aizenman, Chinn Ito (2008, 2010, 2011, 2012) Các nghiên cứu Aizenman, Chinn Ito cho ba bất khả thi tác động đến biến động sản lượng lạm phát, không tác động đến tăng trưởng Ổn định tỷ giá làm tăng biến động sản lượng, giảm lạm phát, tăng biến động lạm phát Độc lập tiền tệ làm giảm biến động sản lượng, tăng lạm phát, giảm biến động lạm phát Hội nhập tài làm giảm lạm phát, tăng biến động sản lượng, tăng biến động lạm phát Kiểm tra tác động ba bất khả thi quốc gia riêng lẻ cho thấy tác động khác quốc gia (Bảng 4.13) Ổn định tỷ giá có lợi nhiều quốc gia tác động tiêu cực vài quốc gia Độc lập tiền tệ làm giảm lạm phát số quốc gia làm tăng lạm phát số quốc gia khác Hội nhập tài có tác động 21 quốc gia , nhìn chung tác động có lợi, nhiên vài quốc gia, tác động tiêu cực, chẳng hạn làm giảm tăng trưởng Azerbaijan, Hàn Quốc, Việt Nam, làm tăng lạm phát Pakistan Việt Nam 51 Luận văn xác nhận xu hướng hội tụ ba bất khả thi quốc gia có ba bất khả thi hội tụ lạm phát, biến động lạm phát biến động sản lượng thấp Phân tích tương quan ổn định ba bất khả thi biến vĩ mô rằng, quốc gia có ba bất khả thi ổn định lạm phát thấp hơn, biến động lạm phát thấp biến động sản lượng cao Kiểm định trung bình cho kết tương tự Hạn chế luận văn xem xét biến độc lập mô hình, khả giải thích biến tương đối thấp Có thể nghiên cứu sâu cách thêm số biến độc lập dự trữ ngoại hối, cung tiền M2, cú sốc lãi suất quốc tế, cú sốc giá dầu, … TÀI LIỆU THAM KHẢO Danh mục tài liệu tiếng Việt Trần Ngọc Thơ Nguyễn Ngọc Định, 2008 Giáo trình Tài quốc tế Hồ Chí Minh: Nhà xuất Thống kê Danh mục tài liệu tiếng Anh Aizenman, J., Chinn, M.D., and Ito, H., 2008 Assessing the Emerging Global Financial Architecture: Measuring the Trilemma's Configurations over Time NBER Working Paper Series, #14533 (December 2008, updated in April 2009) Aizenman, J., 2010 The Impossible Trinity (aka The Policy Trilemma) Santa Cruz Department of Economics, Working Paper Series from Department of Economics, UC Santa Cruz Aizenman, J., Chinn, M.D., and Ito, H., 2010 The Emerging Global Financial Architecture: Tracing and Evaluating the New Patterns of the Trilemma's Configurations Journal of International Money and Finance, Vol 29, No 4, p 615–641 Aizenman, J., Chinn, M.D., and Ito, H., 2011 Trilemma Configurations in Asia in an Era of Financial Globalization In China and Asia in the Global Economy, edited by Yin-Wong Cheung and Guonan Ma Aizenman, J., Chinn, M.D., and Ito, H., 2011 Surfing the Waves of Globalization: Asia and Financial Globalization in the Context of the Trilemma Journal of the Japanese and International Economies, vol 25(3), p 290 – 320 (September 2011) Aizenman, J and Ito, H., 2012 Trilemma Policy Convergence Patterns and Output Volatility North American Journal of Economics and Finance, Volume 23, Issue 3, Pages 269–285 (December 2012) Aizenman, J., Chinn, M.D., and Ito, H., 2012 The Financial Crisis, Rethinking of the Global Financial Architecture, and the Trilemma In P Morgan and M Kawai, eds., Monetary and Currency Policy Issues for Asia: Implications of the Global Financial Crisis, Edward Elgar (February 2012) Also available as Asian Development Bank Institute Working Paper #213 (April) Aizenman, J and Ito, H., 2013 The Impossible Trinity, the International Monetary Framework and the Pacific Rim In I N Kaur and N Singh ed., Handbook of the Economics of the Pacific Rim: Oxford University Press Aizenman, J., and Ito, H., 2013 The More Divergent, the Better?: Lessons on Trilemma Policies, Crises, and Output Losses for Asia Asian Development Review Volume 31, Number (September 2014) Aizenman, J., Chinn, M.D., and Ito, H., 2013 The 'Impossible Trinity' Hypothesis in an Era of Global Imbalances: Measurement and Testing Review of International Economics, 21(3), 447–458(August 2013) Aizenman, J and Ito, H., 2014 Living with the Trilemma Constraint: Relative Trilemma Policy Divergence, Crises, and Output Losses for Developing Countries Journal of International Money and Finance 49 p.2851 Căpraru, B., Ihnatov, I., 2011 The effect of exchange rate arrangements on transmission of interest rates and monetary policy independence: evidence from a group of new EU member countries Scientific Annals of the Alexandru Ioan Cuza University of Iasi – Economic Sciences Section, 58, 2011, pp.71-81 Edwards, Levy Yeyati, 2005 Flexible exchange rates as shock absorbers European Economic Review, Volume 49, Issue 8, November 2005, Pages 2079–2105 Frankel, Schmukler, Luis Serven, 2004 Global transmission of interest rates: monetary independence and currency regime Journal of International Money and Finance, 23, 2004, pp 701–733 Ghosh, Gudle, Wolf, 2000 Currency boards: More than a quick fix? Economic Policy, Vol 15, Issue 31 Hsing, Y., 2013 Study of the Trilemma Policies and their Impacts on Inflation, Growth and Volatility for Brazil Global Journal of Management and Business Research Finance Volume 13 Issue Version 1.0 Year 2013 Hsing, Y., 2012 Effects of the Trilemma Policies on Inflation, Growth and Volatility in Bulgaria Theoretical and Applied Economics Volume XIX (2012), No 4(569), pp 49-58 Hsing, Y., 2012 Impacts of the Trilemma Policies on Inflation, Growth and Volatility in Greece International Journal of Economics and Financial Issues Vol 2, No 3, 2012, pp.373-378 Hsing, Y., 2012 Study of the Trilemma Policies and Their Impacts on Inflation, Growth and Volatility in the Czech Republic International Research Journal of Applied Finance, Vol – III Issue – 11 November, 2012 Ihnatov, I and Căpraru, B., 2014 The trilemma policies and macroeconomic volatility in Central and Eastern Europe Procedia Economics and Finance 15 ( 2014 ) 853 – 857 Levy-Yeyati, Sturzenegger, 2003 To Float or to Fix: Evidence on the Impact of Exchange Rate Regimes on Growth American Economic Review, Vol 93, 4, pp 1173-1193 Obstfeld, M., Shambaugh, J.C., and Taylor, A.M., 2004 The Trilemma in History: Tradeoffs among Exchange Rates, Monetary Policies, and Capital Mobility NBER Working Paper No 10396 Poper, H., Mandilaras, A., and Bird, G., 2013 Trilemma Stability and International Macroeconomic Archetypes European Economic Review, Vol 64, 2013 Ramey, G., and Ramey, V.A, 1995 Cross-Country Evidence on the Link Between Volatility and Growth The American Economic Review, Vol 85, No (Dec., 1995), pp 1138-1151 Rose, A.K., 1996 Explaining exchange rate volatility: an empirical analysis of ‘the holy trinity’of monetary independence, fixed exchange rates, and capital mobility Journal of International Money and Finance, Volume 15, Issue 6, December 1996, Pages 925–945 PHỤ LỤC Phụ lục 1: Thước đo ba bất khả thi  Độc lập tiền tệ (MI) Mức độ độc lập tiền tệ đo lường dựa hệ số tương quan hàng năm lãi suất hàng tháng quốc gia sở quốc gia sở, tính công thức: MI = – ( ) Trong đó, ri rj lãi suất hàng tháng quốc gia sở quốc gia sở Giá trị MI thuộc đoạn [0; 1], gần thể sách tiền tệ quốc gia độc lập  Ổn định tỷ giá (ES) Mức độ ổn định tỷ giá đo lường dựa độ lệch chuẩn tỷ giá hàng tháng quốc gia sở quốc gia sở, xác định công thức: ES = Để tránh thiên lệch áp dụng công thức trên, tác giả gán cho ES giá trị thay đổi tỷ giá nằm khoảng +/- 0.33% Giá trị ES thuộc đoạn [0; 1], gần nghĩa tỷ giá ổn định  Hội nhập tài (FI) Đây yếu tố khó đo lường ba bất khả thi, Chinn Ito (2006, 2008) đề xuất sử dụng thông tin hạn chế liên quan báo cáo hàng năm IMF (Annual Report on Exchange Arrangements and Exchange Restrictions (AREAER)) để đo lường mức độ hội nhập tài quốc gia, bao gồm biến cho thấy diện chế đa tỷ giá, hạn chế lên tài khoản vãng lai tài khoản vốn Thước đo dựa cách tiếp cận pháp lý (de jure), khác với thước đo xây dựng Lane Milesi-Ferretti (2006) dựa cách tiếp cận thực tế (de facto) Phụ lục 2: Giai đoạn lấy số liệu quốc gia STT 10 11 12 13 14 15 16 17 18 19 20 21 22 23 24 25 26 27 28 29 Quốc gia Armenia Azerbaijan Bahrain Bangladesh Bhutan Cambodia China Cyprus Georgia India Indonesia Israel Japan Jordan Kazakhstan Korea, South Kuwait Kyrgyzstan Laos Lebanon Malaysia Maldives Mongolia Myanmar Nepal Oman Pakistan Philippines Qatar Bộ ba bất khả thi 1996 2013 1996 2013 1981 2013 1987 2013 1985 2013 1995 2013 1987 2013 1976 2013 1995 2013 1970 2013 1983 2013 1982 2013 1970 2013 1976 2013 1996 2013 1970 2013 1975 2013 1996 2013 1989 2013 1970 2013 1970 2013 1982 2013 1995 2013 1975 2013 1974 2013 1980 2013 1970 2013 1970 2013 1981 2013 Lạm phát 1996 2014 1996 2014 1981 2014 1987 2014 1985 2014 1995 2014 1987 2014 1976 2014 1995 2014 1970 2014 1983 2014 1982 2014 1970 2014 1976 2014 1996 2014 1970 2014 1975 2014 1996 2014 1989 2014 1970 1989 1995 1975 1974 2014 2014 2014 2014 2014 1970 1970 1981 2014 2014 2014 Tăng trưởng GDP 1996 2014 1996 2014 1981 2014 1987 2014 1985 2014 1995 2014 1987 2014 1976 2014 1995 2014 1970 2014 1983 2014 1982 2014 1970 2014 1976 2014 1996 2014 1970 2014 1975 2014 1996 2014 1989 2014 1989 2014 1970 2014 1989 2014 1995 2014 1975 2014 1974 2014 1980 2014 1970 2014 1970 2014 1981 2014 30 31 32 33 34 35 36 37 38 Saudi Arabia Singapore Sri Lanka Tajikistan Thailand Turkey Vietnam Yemen Hong Kong 1996 1972 1970 1997 1977 1970 1996 1995 1982 2013 2013 2013 2013 2013 2013 2013 2013 2013 1996 1972 1970 1997 1977 1970 1996 1995 1982 2014 2014 2014 2014 2014 2014 2014 2014 2014 1996 1972 1970 1997 1977 1970 1996 1995 1982 2014 2014 2014 2014 2014 2014 2014 2014 2014 Phụ lục 3: Cách tính R2 phương trình hồi quy Chú ý phương trình hồi quy tương đối đặc biệt, thứ qua gốc tọa độ, tức tung độ góc, thứ hai, biến phụ thuộc số Vì vậy, phần mềm Eviews không cung cấp sẵn R2 Có thể giải thích sau, hồi quy bình thường, R2 tính công thức R2 = 1- TSS = ∑ ̅ Do hàm hồi quy có biến phụ thuộc số nên TSS = R2 gặp lỗi chia Vì phương trình hồi quy qua gốc tọa độ, nên TSS điều chỉnh tính công thức TSS = ∑ =∑̂ +∑̂ Từ tính R2 theo công thức RSS = ∑ ̂ Phụ lục 4: Kiểm định Breusch – Pagan Kiểm định Breusch – Pagan biến phụ thuộc GR Lagrange multiplier (LM) test for panel data Sample: 1997 2013 Total panel observations: 646 Probability in () Null (no rand effect) Alternative Honda King-Wu SLM GHM Cross-section Period One-sided One-sided 13.81798 (0.0000) 13.81798 (0.0000) 14.69144 (0.0000) - 11.97365 (0.0000) 11.97365 (0.0000) 12.59621 (0.0000) - Both 18.23743 (0.0000) 17.59654 (0.0000) 334.3048 (0.0000) Kiểm định Breusch – Pagan biến phụ thuộc INF Lagrange multiplier (LM) test for panel data Sample: 1997 2013 Total panel observations: 612 Probability in () Null (no rand effect) Alternative Honda King-Wu SLM GHM Cross-section Period One-sided One-sided 14.03140 (0.0000) 14.03140 (0.0000) 14.95381 (0.0000) - 3.133224 (0.0009) 3.133224 (0.0009) 3.439467 (0.0003) - Both 12.13722 (0.0000) 10.45477 (0.0000) 206.6974 (0.0000) Kiểm định Breusch – Pagan biến phụ thuộc OV Lagrange multiplier (LM) test for panel data Sample: 1997 2010 Total panel observations: 504 Probability in () Null (no rand effect) Alternative Honda King-Wu SLM GHM Cross-section One-sided Period One-sided Both 25.43864 (0.0000) 25.43864 (0.0000) 26.87795 (0.0000) - 0.746840 (0.2276) 0.746840 (0.2276) 0.989842 (0.1611) - 18.51593 (0.0000) 13.87642 (0.0000) 647.6819 (0.0000) Kiểm định Breusch – Pagan biến phụ thuộc IV Lagrange multiplier (LM) test for panel data Sample: 1997 2010 Total panel observations: 504 Probability in () Null (no rand effect) Alternative Honda King-Wu SLM GHM Cross-section Period One-sided One-sided 15.67225 (0.0000) 15.67225 (0.0000) 16.68989 (0.0000) - 1.323019 (0.0929) 1.323019 (0.0929) 1.590581 (0.0559) - Both 12.01747 (0.0000) 9.285843 (0.0000) 247.3700 (0.0000) Phụ lục 5: Kiểm định trung bình tác động ổn định ba bất khả thi Kiểm định trung bình biến tăng trưởng (GR) Test for Equality of Means Between Series Date: 08/09/15 Time: 00:58 Sample (adjusted): 460 Included observations: 460 after adjustments Method t-test Satterthwaite-Welch t-test* Anova F-test Welch F-test* df Value Probability 918 770.6775 (1, 918) (1, 770.677) -1.033099 -1.033099 1.067293 1.067293 0.3018 0.3019 0.3018 0.3019 Kiểm định trung bình biến lạm phát (INF) Test for Equality of Means Between Series Date: 08/09/15 Time: 01:07 Sample (adjusted): 460 Included observations: 432 after adjustments Method t-test Satterthwaite-Welch t-test* Anova F-test Welch F-test* df 862 822.5486 (1, 862) (1, 822.549) Value Probability 1.959445 1.959445 3.839425 3.839425 0.0504 0.0504 0.0504 0.0504 Kiểm định trung bình biến biến động sản lượng (OV) Test for Equality of Means Between Series Date: 08/09/15 Time: 01:13 Sample: 721 Included observations: 721 Method df Value Probability t-test 1065 Satterthwaite-Welch t-test* 1030.818 Anova F-test (1, 1065) Welch F-test* (1, 1030.82) -2.198557 -2.302921 4.833652 5.303446 0.0281 0.0215 0.0281 0.0215 Kiểm định trung bình biến biến động lạm phát (IV) Test for Equality of Means Between Series Date: 08/09/15 Time: 01:18 Sample: 721 Included observations: 721 Method t-test Satterthwaite-Welch t-test* Anova F-test Welch F-test* df Value Probability 1013 614.0334 (1, 1013) (1, 614.033) 1.609233 1.474183 2.589630 2.173216 0.1079 0.1409 0.1079 0.1409 [...]... Chinn và Ito (2008); Aizenman, Chinn và Ito (2011); Aizenman và Ito (2012)) 3.3.2 Câu hỏi nghiên cứu i Bộ ba bất khả thi có tồn tại ở các nước Châu Á? ii Bộ ba bất khả thi tác động như thế nào đến lạm phát, tăng trưởng biến động lạm phát và biến động tăng trưởng ở các nước Châu Á? 18 4 Chương 4: Nội dung và kết quả nghiên cứu 4.1 Kiểm định bộ ba bất khả thi 4.1.1 Mẫu dữ liệu bao gồm 38 quốc gia Châu Á. .. 4.10 cho thấy ổn định tỷ giá không tác động đến tăng trưởng, làm giảm lạm phát, biến động sản lượng và biến động lạm phát Độc lập tiền tệ không tác động đến tăng trưởng, lạm phát, biến động lạm phát, làm giảm biến động sản lượng (mức ý nghĩa 10%) Hội nhập tài chính làm giảm tăng trưởng, không tác động đến lạm phát, biến động sản lượng và biến động lạm phát R2 hiệu chỉnh của hồi quy với biến phụ thuộc... hồi quy ở cả 4 mô hình đều thống nhất với nhau (với mức ý nghĩa 5%) Ổn định tỷ giá có tác động đến tăng trưởng, lạm phát, biến động lạm phát nhưng không tác động đến biến động sản lượng Hội nhập tài chính tác động đến cả 4 biến tăng trưởng, lạm phát, biến động sản lượng, biến động lạm phát Đặc biệt, độc lập tiền tệ không tác động đến biến nào cả, điều này khác với kết quả của Aizenman và các cộng sự... làm giảm tỷ lệ lạm phát, tuy nhiên làm tăng biến động lạm phát đối với các nước đang phát triển Hội nhập tài chính và ổn định tỷ giá cũng làm tăng biến động sản lượng, làm tăng biến động lạm phát ở các nước mới nổi và làm giảm lạm phát đối với các nước đang phát triển Độc lập tiền tệ và hội nhập tài chính làm giảm biến động sản lượng, đặc biệt, làm giảm biến động lạm phát đối với các nước xuất khẩu... quốc gia này 2.2.2 Các nghiên cứu xem xét tác động của bộ ba bất khả thi 2.2.2.1 Tác động đến tăng trưởng và biến động sản lượng Ramey (1995) đã ghi nhận tỷ giá linh hoạt làm giảm biến động sản lượng, và do đó tỷ giá linh hoạt có thể tác động gián tiếp trong việc nâng cao tốc độ tăng trưởng Ghosh, Gulde và Wolf (2000) xem xét các tác động của liên minh tiền tệ đối với tăng trưởng và tìm thấy một kết... tỷ lệ lạm phát, độc lập tiền tệ làm tăng tỷ lệ lạm phát, nhưng hội nhập tài chính làm giảm tỷ lệ lạm phát Đối với các nước đang phát triển, ổn định tỷ giá làm tăng biến động lạm phát Độc lập tiền tệ dẫn đến lạm phát cao hơn Đối với các nước mới nổi, độc lập tiền tệ nhiều hơn dẫn đến lạm phát cao hơn, ổn định tỷ giá nhiều hơn dẫn đến lạm phát thấp hơn, hội nhập tài chính nhiều hơn dẫn đến lạm phát thấp... phát, biến động sản lượng và biến động lạm phát Để xem xét sự ổn định bộ ba bất khả thi tác động đến các biến vĩ mô, trước tiên luận văn tính sự thay đổi hàng năm của bộ ba bất khả thi của các quốc gia theo công thức (xem Poper và các cộng sự (2011)) √ Di, t: sự thay đổi bộ ba bất khả thi của quốc gia i ở năm t ESi, t: chỉ số ổn định tỷ giá của quốc gia i ở năm t MIi, t: chỉ số độc lập tiền tệ của quốc... Chinn, và Ito (2011) được xem là nghiên cứu tiếp theo của Aizenman, Chinn, và Ito (2008) Thứ nhất, tác giả xem xét các kênh mà qua đó bộ ba bất khả thi tác động đến biến động sản lượng Thứ hai, làm thế nào bộ ba bất khả thi tác động đến sản lượng trong tình huống khủng hoảng Thứ ba, mẫu hình bộ ba bất khả thi thay đổi như thế nào qua các cuộc khủng hoảng Kết quả cho thấy mẫu hình bộ ba bất khả thi và tài... OLS), tác động cố định (FEM) và tác động ngẫu nhiên (REM) Ở mỗi mô hình, dòng đầu tiên thể hiện hệ số hồi quy, dòng thứ 2 thể hiện p_value của các hệ số hồi quy tương ứng, ngoài ra, Bảng 4.4 cũng liệt kê R2 hiệu chỉnh và giá trị thống kê Durbin – Watson Ổn định tỷ giá tác động đến lạm phát và biến động lạm phát ở cả 3 mô hình (với mức ý nghĩa 1%), không tác động đến tăng trưởng với mô hình FEM, không tác. .. kiến sẽ tăng tổng cầu và nguồn cung vốn, giảm lãi suất cho vay, giúp tăng trưởng kinh tế, và có thể làm tăng hoặc giảm tỷ lệ lạm phát và biến động lạm phát Tuy nhiên, một lượng lớn các luồng vốn đột ngột hoặc các cuộc tấn công đầu cơ sẽ làm giảm tổng cầu, gây bất ổn cho nền kinh tế, làm mất giá đồng tiền, và có thể ảnh hưởng đến tỷ lệ lạm phát, tăng trưởng kinh tế, biến động lạm phát và biến động sản ... giá có tác động đến tăng trưởng, lạm phát, biến động lạm phát không tác động đến biến động sản lượng Hội nhập tài tác động đến biến tăng trưởng, lạm phát, biến động sản lượng, biến động lạm phát. .. tỷ giá không tác động đến tăng trưởng, làm giảm lạm phát, biến động sản lượng biến động lạm phát Độc lập tiền tệ không tác động đến tăng trưởng, lạm phát, biến động lạm phát, làm giảm biến động. .. biến động lạm phát Giảm lạm phát Giảm biến động lạm phát Giảm lạm phát Giảm biến động lạm phát Giảm biến động sản lượng Japan Giảm lạm phát Tăng biến động sản lượng Tăng tăng trưởng Giảm lạm phát