Bộ ba bất khả thi và chính sách tiền tệ của Việt Nam Luận văn thạc sĩ tài chính ngân hàng

BỘ GIÁO DỤC VÀ ĐÀO TẠO NGÂN HÀNG NHÀ NƢỚC VIỆT NAM TRƯỜNG ĐẠI HỌC NGÂN HÀNG THÀNH PHỐ HỒ CHÍ MINH NGUYỄN KIM THÁI NGỌC BỘ BA BẤT KHẢ THI VÀ CHÍNH SÁCH TIỀN TỆ CỦA VIỆT NAM LUẬN VĂN THẠC SĨ Thành phố Hồ Chí Minh - Năm 2020 BỘ GIÁO DỤC VÀ ĐÀO TẠO NGÂN HÀNG NHÀ NƢỚC VIỆT NAM TRƯỜNG ĐẠI HỌC NGÂN HÀNG THÀNH PHỐ HỒ CHÍ MINH NGUYỄN KIM THÁI NGỌC BỘ BA BẤT KHẢ THI VÀ CHÍNH SÁCH TIỀN TỆ CỦA VIỆT NAM Chuyên ngành: Tài – Ngân hàng Mã số: 34 02 01 LUẬN VĂN THẠC SĨ NGƯỜI HƯỚNG DẪN KHOA HỌC: TS PHẠM THỊ TUYẾT TRINH Thành phố Hồ Chí Minh - Năm 2020 i LỜI CAM ĐOAN Là học viên cao học Trƣờng Đại học Ngân hàng Thành phố Hồ Chí Minh, nhận ƣ c s ch ảo tận t nh qu th y c v s trung th c nghiên c u khoa học, học viên ã cố gắng hoàn thành luận văn “Bộ a ất khả thi sách ti n tệ Việt Nam” dƣới s hƣớng dẫn giảng viên hƣớng dẫn góp th y c hội ồng Luận văn ã tuân thủ úng y ủ quy ịnh v trích dẫn nhà trƣờng Học viên xin cam oan luận văn l n u tiên ƣ c học viên nộp ể hoàn thành chƣơng tr nh thạc sĩ Trƣờng Đại học Ngân hàng Thành phố Hồ Chí Minh chƣa ƣ c nộp ất kỳ sở tạo khác TP HCM, ngày 07 tháng 06 năm 2020 Học viên N u ễn Kim Th i N ọc ii LỜI CẢM N Học viên v c ng iết ơn trân trọng s giúp , ch ảo tận t nh mà th y c Trƣờng Đại học Ngân hàng Thành phố Hồ Chí Minh ã trao cho học viên suốt thời gian học tập, viết cƣơng hoàn thành luận văn Đ c iệt, học viên xin ƣ c kính g i lời cảm ơn sâu sắc tới TS Phạm Thị Tuyết Trinh – giảng viên hƣớng dẫn, th y c hội ồng ã trao cho học viên nhận x t qu giá ể học viên khắc ph c thiếu sót nhằm hồn thiện luận văn Một l n nữa, học viên xin ph p ƣ c ày t s iết ơn sâu sắc ến tất ngƣời TP HCM, ngày 07 tháng 06 năm 2020 Học viên N u ễn Kim Th i N ọc iii TÓM TẮT LUẬN VĂN Tiêu đề: Bộ ba bất khả thi sách ti n tệ Việt Nam Tóm tắt: Trong thời ại hội nhập kinh tế toàn c u, lý thuyết lĩnh v c tài quốc tế ngày óng vai trò quan trọng ối với m c tiêu ổn ịnh phát triển kinh tế quốc gia Vì lẽ ó, luận văn chọn tài nghiên c u xoay quanh vấn liên quan ến lý thuyết Bộ ba bất khả thi - số lý thuyết kinh iển lĩnh v c tài quốc tế Dù ã có nhi u tác giả nghiên c u sâu v lý thuyết ba bất khả thi nhƣng chƣa có nghiên c u ối với trƣờng h p Việt Nam giai oạn 2000 – 2019 với liệu theo q Chính vậy, luận văn chọn tài ể nghiên c u Luận văn tính toán ch số ba bất khả thi d a công th c Aizenman, Chinn & Ito (2008) Ito & Kawai (2012) ể ánh giá v m c ộ theo uổi m c tiêu (nhấn mạnh ến m c tiêu ộc lập ti n tệ) kiểm ịnh s tồn lý thuyết Bộ ba bất khả thi ối với trƣờng h p Việt Nam giai oạn 2000 – 2019 thông qua mô hình hồi quy OLS Bên cạnh ó, luận văn o lƣờng m c ộ ảnh hƣởng kết h p sách ba bất khả thi ến biến ộng lạm phát lạm phát trung bình Việt Nam giai oạn 2000 – 2019 thông qua mơ hình hồi quy tuyến tính Newey – West Kết nghiên c u cho thấy giai oạn 2000 – 2019, Việt Nam chịu s ràng buộc lý thuyết Bộ ba bất khả thi lạm phát Việt Nam bị ảnh hƣởng kết h p sách ba bất khả thi Sau phân tích kết nghiên c u thu ƣ c, luận văn có số khuyến nghị v m t sách nhằm ổn ịnh ki m chế lạm phát Từ khóa: ba bất khả thi, ộc lập ti n tệ, ổn ịnh tỷ giá, hội nhập tài chính, lạm phát, sách ti n tệ iv ABSTRACT Title: Trilemma and monetary policy of Vietnam Abstract: In the era of global economic integration, theories in the field of international finance play an increasingly important role in stability and development of economics in each country Therefore, this thesis selects a research topic related to the theory of Trilemma, which is one of the classical theories in the field of international finance Although many authors have done various in-depth research on the theory of Trilemma, there have been no studies on the case of Vietnam in the period of 2000 2019 with quarterly data Therefore, the thesis chooses this topic to fill the gap The thesis calculates the indicators of the trilemma by exploiting the formula of Aizenman, Chinn & Ito (2008) and Ito & Kawai (2012) to evaluate the level of pursuing three goals (with emphasis on monetary independence) and testing the theoretical existence of the trilemma for Vietnam in the period of 2000 – 2019 via the OLS regression model Moreover, the thesis also measures the effect of the trilemma policy combination on Vietnam's inflation fluctuations and inflation average during 2000 – 2019 via the Newey – West linear regression model The research results indicate that in the period 2000 – 2019, Vietnam was bound by the theory of Trilemma and inflation in Vietnam was indeed affected by the impossible triple policy combination After analyzing the research results, the thesis makes some policy recommendations on stabilizing and controlling inflation Keywords: trilemma, monetary independence, exchange rate stability, financial integration, inflation, monetary policy v DANH M C TỪ VIẾT TẮT DANH M C TỪ VIẾT TẮT TIẾNG VIỆT Từ viết tắt Cụm từ tiến Việt NHNN Ngân hàng Nhà nƣớc NHTW Ngân hàng Trung ƣơng DANH M C TỪ VIẾT TẮT TIẾNG ANH Từ viết tắt Cụm từ tiến Anh Cụm từ tiến Việt ER Exchange Rate Stability ch số ổn ịnh tỷ giá FO Financial Openness ch số hội nhập tài GDP Gross Domestic Product tổng sản phẩm quốc nội IMF International Monetary Fund Quỹ Ti n tệ Quốc tế IS – LM Investment/Saving - Liquidity preference/Money supply Đ u tƣ/Tiết kiệm - Nhu c u khoản/Cung ti n MI Monetary Independence ch số ộc lập ti n tệ OLS ordinary least squares bình phƣơng nh thơng thƣờng vi M CL C LỜI CAM ĐOAN i LỜI CẢM N ii TÓM TẮT LUẬN VĂN iii ABSTRACT iv DANH M C TỪ VIẾT TẮT v M C L C .vi DANH M C BẢNG BIỂU x DANH M C H NH V VÀ ĐỒ THỊ xi CHƯ NG GIỚI THIỆU VỀ VẤN ĐỀ NGHI N CỨU 1.1 Đ t vấn 1.2 L chọn tài 1.3 M c tiêu nghiên c u luận văn 1.3.1 M c tiêu nghiên c u tổng quát luận văn 1.3.2 M c tiêu nghiên c u c thể luận văn 1.4 Đối tƣ ng phạm vi nghiên c u luận văn 1.4.1 Đối tƣ ng nghiên c u luận văn 1.4.2 Phạm vi nghiên c u luận văn 1.5 Phƣơng pháp nghiên c u 1.6 Đóng góp nghiên c u 1.7 Kết cấu luận văn CHƯ NG C SỞ L THUYẾT VỀ BỘ BA BẤT KHẢ THI VÀ KHẢO LƯ C NH NG NGHI N CỨU TRƯỚC 10 2.1 Mơ hình IS – LM – BP .10 vii 2.1.1 Mơ hình IS – LM 10 2.1.2 Mơ hình Mundell – Fleming 11 2.2 L thuyết ộ a ất khả thi nghiên c u mở rộng .16 2.2.1 L thuyết ộ a ất khả thi cổ iển nghiên c u có liên quan 16 2.2.2 L thuyết ộ a ất khả thi mở rộng 21 2.2.3 L thuyết ộ a ất khả thi với dạng t diện .23 2.2.4 L thuyết ộ a ất khả thi với dạng mẫu h nh kim cƣơng 24 2.3 Những nghiên c u v việc lƣ ng hóa ch số ộ a ất khả thi mối quan hệ tuyến tính ch số 27 2.3.1 Ch số ộc lập ti n tệ 27 2.3.2 Ch số ổn ịnh tỷ giá hối 29 2.3.3 Ch số hội nhập tài .30 2.4 Ảnh hƣởng ộ a ất khả thi ến tỷ lệ lạm phát 31 CHƯ NG PHƯ NG PHÁP NGHI N CỨU VÀ D LIỆU 36 3.1 M h nh nghiên c u 36 3.1.1 Mối tƣơng quan tuyến tính ch số 36 3.1.2 Tác ộng việc l a chọn sách ến lạm phát 37 3.2 Dữ liệu nghiên c u, phƣơng pháp ƣớc lƣ ng phƣơng pháp kiểm ịnh 43 3.2.1 Dữ liệu nghiên c u 43 3.2.2 Phƣơng pháp kiểm ịnh .45 3.2.3 Phƣơng pháp ƣớc lƣ ng 45 3.3 Quy tr nh x l liệu .46 3.3.1 Phƣơng pháp tính ch số ộ a ất khả thi 46 3.3.2 Phƣơng pháp kiểm ịnh l thuyết ộ a ất khả thi 49 viii 3.3.3 Phƣơng pháp ánh giá tác ộng kết h p sách ến t nh h nh lạm phát 49 KẾT LUẬN CHƢƠNG 51 CHƯ NG KẾT QUẢ NGHI N CỨU 52 4.1 Kết tính tốn ch số m c tiêu ộ a ất khả thi 52 4.1.1 Kết tính tốn ch số ộc lập ti n tệ .52 4.1.2 Kết tính tốn ch số ổn ịnh tỷ giá 53 4.1.3 Kết tính tốn ch số hội nhập tài 56 4.1.4 M c ộ d trữ ngoại hối 58 4.2 Kết kiểm ịnh tƣơng quan tuyến tính ch số ộ a ất khả thi Việt Nam giai oạn 2000 - 2019 59 4.3 Kết kiểm ịnh ảnh hƣởng sách ến m c tiêu lạm phát Việt Nam giai oạn 2000 - 2019 .61 4.3.1 Kết hồi quy cho biến ph thuộc biến ộng lạm phát Việt Nam 61 4.3.2 Kết hồi quy cho iến ph thuộc lạm phát trung nh Việt Nam 66 KẾT LUẬN CHƢƠNG 72 CHƯ NG KẾT LUẬN VÀ NH NG GIẢI PHÁP VỀ MẶT CHÍNH SÁCH 73 5.1 Kết luận nghiên c u .73 5.1.1 M c ộ theo uổi m c tiêu cố ịnh tỷ giá, ộc lập ti n tệ hội nhập tài ối với trƣờng h p Việt Nam giai oạn 2000 – 2019 73 5.1.2 S ánh ổi lẫn m c tiêu cố ịnh tỷ giá, ộc lập ti n tệ hội nhập tài ối với trƣờng h p Việt Nam giai oạn 2000 – 2019 74 5.1.3 M c ộ ảnh hƣởng kết h p sách ộ a ất khả thi ến iến ộng lạm phát lạm phát trung nh Việt Nam giai oạn 2000 – 2019 .75 vi 44 Xiaolei Tang, Jizhong Zhou (2012) “Nonlinear relationship etween the real exchange rate and economic fundamentals: Evidence from China and Korea”, Journal of International Money and Finance, https://doi.org/10.1016/j.jimonfin.2012.04.010 ISSN: 0261-5606, 32, 304-323, vii PH L C KẾT QUẢ ƯỚC LƯ NG VÀ KIỂM ĐỊNH TỪ STATA Thốn m tả liệu n hi n cứu summarize mi er fo ir fc to av_cpi sd_cpi Variable | Obs Mean Std Dev Min Max -+ mi | 80 5119069 171401 1084924 8633395 er | 80 8320282 1884794 2038188 fo | 80 2846233 0963139 1336394 4912818 ir | 80 720883 2643573 3410193 1.670877 fc | 80 4929888 -+ to | 80 1.502884 3695206 7985366 2.360594 av_cpi | 80 98.95008 42.11662 47.87099 163.517 sd_cpi | 80 1.918049 1.643042 2556967 7.676199 Kết iểm định tư n quan tu ến tính iữa c c số reg a mi er fo, noc Source | SS df MS -+ -Model | 77.7614204 25.9204735 Residual | 2.23857963 77 029072463 -+ -Total | 80 80 Number of obs F(3, 77) Prob > F R-squared Adj R-squared Root MSE = = = = = = 80 891.58 0.0000 0.9720 0.9709 17051 -a | Coef Std Err t P>|t| [95% Conf Interval] -+ -mi | 4524122 1011713 4.47 0.000 2509544 65387 er | 5857552 0783547 7.48 0.000 429731 7417794 fo | 8891048 1729251 5.14 0.000 544767 1.233443 viii Kết hồi qu với biến phụ thuộc biến độn lạm ph t - Mơ hình 1a: newey ln_sd_cpi mi er ir mi_ir er_ir fc to av_cpi, lag(4) Regression with Newey-West standard errors maximum lag: Number of obs = F( 8, 71) = Prob > F = 80 9.93 0.0000 -| Newey-West ln_sd_cpi | Coef Std Err t P>|t| [95% Conf Interval] -+ -mi | -2.95901 9824245 -3.01 0.004 -4.917909 -1.000111 er | 2.203063 1.149741 1.92 0.059 -.0894546 4.495581 ir | -.2158002 1.815869 -0.12 0.906 -3.836541 3.40494 mi_ir | 3.216773 1.330582 2.42 0.018 563667 5.869878 er_ir | -1.940377 2.148959 -0.90 0.370 -6.225279 2.344525 fc | 1.736272 5261653 3.30 0.002 6871281 2.785416 to | 1.129433 5762165 1.96 0.054 -.0195096 2.278377 av_cpi | -.0195916 0062129 -3.15 0.002 -.0319799 -.0072034 _cons | -.6466717 1.367024 -0.47 0.638 -3.37244 2.079097 - Mơ hình 1b: newey ln_sd_cpi mi er ir fc to av_cpi, lag(4) Regression with Newey-West standard errors maximum lag: Number of obs = F( 6, 73) = Prob > F = 80 7.59 0.0000 -| Newey-West ln_sd_cpi | Coef Std Err t P>|t| [95% Conf Interval] -+ -mi | -.5901487 4210903 -1.40 0.165 -1.429381 2490831 er | 8592528 5608657 1.53 0.130 -.2585508 1.977056 ir | 0463054 6298928 0.07 0.942 -1.209069 1.30168 fc | 1.673512 4477387 3.74 0.000 78117 2.565854 to | 9492859 5730499 1.66 0.102 -.1928009 2.091373 av_cpi | -.0182575 0058994 -3.09 0.003 -.030015 -.0065001 _cons | -.7321068 5153471 -1.42 0.160 -1.759192 2949784 ix - Mơ hình 2a: newey ln_sd_cpi mi fo ir mi_ir fo_ir fc to av_cpi, lag(4) Regression with Newey-West standard errors maximum lag: Number of obs = F( 8, 71) = Prob > F = 80 17.46 0.0000 -| Newey-West ln_sd_cpi | Coef Std Err t P>|t| [95% Conf Interval] -+ -mi | -2.833603 7447943 -3.80 0.000 -4.318681 -1.348526 fo | -2.692476 3.826384 -0.70 0.484 -10.32207 4.937118 ir | 2976487 1.223889 0.24 0.809 -2.142716 2.738014 mi_ir | 3.237571 1.056452 3.06 0.003 1.131065 5.344077 fo_ir | -6.197444 3.040215 -2.04 0.045 -12.25946 -.1354285 fc | 1.867303 4244944 4.40 0.000 1.020885 2.713721 to | 1.699364 5676662 2.99 0.004 56747 2.831258 av_cpi | -.00978 0041832 -2.34 0.022 -.0181211 -.0014389 _cons | -.213039 8855802 -0.24 0.811 -1.978836 1.552758 - Mơ hình 2b: newey ln_sd_cpi mi fo ir fc to av_cpi, lag(4) Regression with Newey-West standard errors maximum lag: Number of obs = F( 6, 73) = Prob > F = 80 5.81 0.0001 -| Newey-West ln_sd_cpi | Coef Std Err t P>|t| [95% Conf Interval] -+ -mi | -.5306754 3930084 -1.35 0.181 -1.31394 2525892 fo | -6.880928 2.419005 -2.84 0.006 -11.702 -2.059857 ir | 2176152 5643876 0.39 0.701 -.9072076 1.342438 fc | 1.84136 4586636 4.01 0.000 9272448 2.755475 to | 1.569834 6622501 2.37 0.020 2499714 2.889697 av_cpi | -.0094369 0051957 -1.82 0.073 -.019792 0009182 _cons | -.118772 3477464 -0.34 0.734 -.8118295 5742855 x - Mơ hình 3a: newey ln_sd_cpi er fo ir er_ir fo_ir fc to av_cpi, lag(4) Regression with Newey-West standard errors maximum lag: Number of obs = F( 8, 71) = Prob > F = 80 12.55 0.0000 -| Newey-West ln_sd_cpi | Coef Std Err t P>|t| [95% Conf Interval] -+ -er | 1.08634 1.205166 0.90 0.370 -1.316694 3.489374 fo | 2.438231 4.258712 0.57 0.569 -6.0534 10.92986 ir | 3.412156 2.171596 1.57 0.121 -.9178829 7.742195 er_ir | -.7980175 2.297069 -0.35 0.729 -5.378244 3.782209 fo_ir | -8.969716 3.431692 -2.61 0.011 -15.81232 -2.127118 fc | 1.635523 5129752 3.19 0.002 6126796 2.658367 to | 1.430812 601042 2.38 0.020 2323682 2.629256 av_cpi | -.0124012 0062187 -1.99 0.050 -.0248009 -1.39e-06 _cons | -3.19856 1.587362 -2.02 0.048 -6.36367 -.0334496 - Mơ hình 3b: newey ln_sd_cpi er fo ir fc to av_cpi, lag(4) Regression with Newey-West standard errors maximum lag: Number of obs = F( 6, 73) = Prob > F = 80 6.43 0.0000 -| Newey-West ln_sd_cpi | Coef Std Err t P>|t| [95% Conf Interval] -+ -er | 5131318 5544242 0.93 0.358 -.591834 1.618098 fo | -5.997668 2.229515 -2.69 0.009 -10.44108 -1.554252 ir | 2153895 5587965 0.39 0.701 -.8982903 1.329069 fc | 1.989112 4540799 4.38 0.000 1.084132 2.894092 to | 1.489837 654111 2.28 0.026 1861957 2.793479 av_cpi | -.0125633 0064806 -1.94 0.056 -.0254791 0003526 _cons | -.7262302 5067217 -1.43 0.156 -1.736125 2836646 xi Kết hồi qu với biến phụ thuộc lạm ph t trun b nh - Mơ hình 1a: newey ln_av_cpi mi er ir mi_ir er_ir fc to sd_cpi, lag(4) Regression with Newey-West standard errors maximum lag: Number of obs = F( 8, 71) = Prob > F = 80 163.15 0.0000 -| Newey-West ln_av_cpi | Coef Std Err t P>|t| [95% Conf Interval] -+ -mi | -.7812862 3546074 -2.20 0.031 -1.488353 -.0742192 er | 1162887 242469 0.48 0.633 -.3671808 5997583 ir | -1.000756 2697722 -3.71 0.000 -1.538667 -.4628459 mi_ir | 1.146256 5119059 2.24 0.028 1255449 2.166968 er_ir | 3056994 400362 0.76 0.448 -.4925997 1.103999 fc | 7423254 0863739 8.59 0.000 5701008 9145501 to | 3868521 1134671 3.41 0.001 160605 6130992 sd_cpi | -.0418609 0092197 -4.54 0.000 -.0602445 -.0234773 _cons | 3.969155 2668807 14.87 0.000 3.43701 4.5013 - Mơ hình 1b: newey ln_av_cpi mi er ir fc to sd_cpi, lag(4) Regression with Newey-West standard errors maximum lag: Number of obs = F( 6, 73) = Prob > F = 80 179.29 0.0000 -| Newey-West ln_av_cpi | Coef Std Err t P>|t| [95% Conf Interval] -+ -mi | 0375969 1049419 0.36 0.721 -.171552 2467459 er | 2735201 0579401 4.72 0.000 1580457 3889946 ir | -.1712257 1288841 -1.33 0.188 -.4280913 08564 fc | 713097 0787375 9.06 0.000 5561734 8700206 to | 4322477 0936108 4.62 0.000 2456817 6188138 sd_cpi | -.0481241 0113361 -4.25 0.000 -.0707169 -.0255314 _cons | 3.387826 0989095 34.25 0.000 3.1907 3.584953 xii - Mô hình 2a: newey ln_av_cpi mi fo ir mi_ir fo_ir fc to sd_cpi, lag(4) Regression with Newey-West standard errors maximum lag: Number of obs = F( 8, 71) = Prob > F = 80 125.54 0.0000 -| Newey-West ln_av_cpi | Coef Std Err t P>|t| [95% Conf Interval] -+ -mi | -.3479556 2158867 -1.61 0.111 -.7784215 0825102 fo | 1.89851 1.585987 1.20 0.235 -1.263857 5.060878 ir | -.1769537 3103568 -0.57 0.570 -.7957876 4418802 mi_ir | 5947486 3179455 1.87 0.066 -.0392168 1.228714 fo_ir | -1.220833 9341724 -1.31 0.195 -3.08352 6418536 fc | 588484 1461829 4.03 0.000 2970036 8799644 to | 3558313 1665312 2.14 0.036 0237775 6878851 sd_cpi | -.0430746 013141 -3.28 0.002 -.069277 -.0168723 _cons | 3.502441 2530733 13.84 0.000 2.997827 4.007055 - Mơ hình 2b: newey ln_av_cpi mi fo ir fc to sd_cpi, lag(4) Regression with Newey-West standard errors maximum lag: Number of obs = F( 6, 73) = Prob > F = 80 150.14 0.0000 -| Newey-West ln_av_cpi | Coef Std Err t P>|t| [95% Conf Interval] -+ -mi | 0802303 1045493 0.77 0.445 -.128136 2885967 fo | 1.222427 1.159013 1.05 0.295 -1.087482 3.532336 ir | -.220026 1389189 -1.58 0.118 -.496891 056839 fc | 5638316 17046 3.31 0.001 2241054 9035579 to | 3140669 1895473 1.66 0.102 -.0637004 6918343 sd_cpi | -.0367185 0154086 -2.38 0.020 -.0674278 -.0060092 _cons | 3.526121 1204246 29.28 0.000 3.286115 3.766127 xiii - Mơ hình 3a: newey ln_av_cpi er fo ir er_ir fo_ir fc to sd_cpi, lag(4) Regression with Newey-West standard errors maximum lag: Number of obs = F( 8, 71) = Prob > F = 80 161.09 0.0000 -| Newey-West ln_av_cpi | Coef Std Err t P>|t| [95% Conf Interval] -+ -er | 2637361 2850038 0.93 0.358 -.3045454 8320176 fo | 3.057209 1.619178 1.89 0.063 -.1713394 6.285758 ir | 262056 4603815 0.57 0.571 -.6559188 1.180031 er_ir | 1022435 4474377 0.23 0.820 -.789922 994409 fo_ir | -1.790986 8568721 -2.09 0.040 -3.49954 -.0824314 fc | 4979965 1706548 2.92 0.005 1577205 8382725 to | 2100238 1564371 1.34 0.184 -.1019029 5219505 sd_cpi | -.0329179 0142391 -2.31 0.024 -.0613098 -.0045259 _cons | 2.99407 3787067 7.91 0.000 2.23895 3.74919 - Mơ hình 3b: newey ln_av_cpi er fo ir fc to sd_cpi, lag(4) Regression with Newey-West standard errors maximum lag: Number of obs = F( 6, 73) = Prob > F = 80 223.46 0.0000 -| Newey-West ln_av_cpi | Coef Std Err t P>|t| [95% Conf Interval] -+ -er | 3197458 0525158 6.09 0.000 2150819 4244097 fo | 1.572418 1.061825 1.48 0.143 -.5437962 3.688632 ir | -.1811344 1183783 -1.53 0.130 -.4170619 0547932 fc | 5296525 164808 3.21 0.002 2011907 8581144 to | 2151695 1742341 1.23 0.221 -.1320785 5624175 sd_cpi | -.0276898 0161176 -1.72 0.090 -.0598121 0044325 _cons | 3.325323 0964411 34.48 0.000 3.133117 3.51753 xiv Kết iểm định tượn tự tư n quan phư n sai sai số tha đổi với biến phụ thuộc biến độn lạm ph t - Mơ hình 1a: reg ln_sd_cpi mi er ir mi_ir er_ir fc to av_cpi estat bgodfrey, lags(1/4) Breusch-Godfrey LM test for autocorrelation lags(p) | chi2 df Prob > chi2 -+ | 35.823 0.0000 | 35.836 0.0000 | 35.836 0.0000 | 37.581 0.0000 H0: no serial correlation estat hettest Breusch-Pagan / Cook-Weisberg test for heteroskedasticity Ho: Constant variance Variables: fitted values of ln_sd_cpi chi2(1) Prob > chi2 = = 1.24 0.2649 - Mơ hình 1b: reg ln_sd_cpi mi er ir fc to av_cpi estat bgodfrey, lags(1/4) Breusch-Godfrey LM test for autocorrelation lags(p) | chi2 df Prob > chi2 -+ | 35.174 0.0000 | 35.628 0.0000 | 35.774 0.0000 | 40.038 0.0000 H0: no serial correlation estat hettest Breusch-Pagan / Cook-Weisberg test for heteroskedasticity Ho: Constant variance Variables: fitted values of ln_sd_cpi chi2(1) Prob > chi2 = = 0.71 0.4005 xv - Mơ hình 2a: reg ln_sd_cpi mi fo ir mi_ir fo_ir fc to av_cpi estat bgodfrey, lags(1/4) Breusch-Godfrey LM test for autocorrelation lags(p) | chi2 df Prob > chi2 -+ | 28.378 0.0000 | 28.551 0.0000 | 28.597 0.0000 | 32.835 0.0000 H0: no serial correlation estat hettest Breusch-Pagan / Cook-Weisberg test for heteroskedasticity Ho: Constant variance Variables: fitted values of ln_sd_cpi chi2(1) Prob > chi2 = = 1.75 0.1861 - Mơ hình 2b: reg ln_sd_cpi mi fo ir fc to av_cpi estat bgodfrey, lags(1/4) Breusch-Godfrey LM test for autocorrelation lags(p) | chi2 df Prob > chi2 -+ | 34.617 0.0000 | 34.677 0.0000 | 34.679 0.0000 | 43.185 0.0000 H0: no serial correlation estat hettest Breusch-Pagan / Cook-Weisberg test for heteroskedasticity Ho: Constant variance Variables: fitted values of ln_sd_cpi chi2(1) Prob > chi2 = = 1.11 0.2919 xvi - Mơ hình 3a: reg ln_sd_cpi er fo ir er_ir fo_ir fc to av_cpi estat bgodfrey, lags(1/4) Breusch-Godfrey LM test for autocorrelation lags(p) | chi2 df Prob > chi2 -+ | 28.076 0.0000 | 28.836 0.0000 | 28.840 0.0000 | 32.149 0.0000 H0: no serial correlation estat hettest Breusch-Pagan / Cook-Weisberg test for heteroskedasticity Ho: Constant variance Variables: fitted values of ln_sd_cpi chi2(1) Prob > chi2 = = 1.70 0.1925 - Mơ hình 3b: reg ln_sd_cpi er fo ir fc to av_cpi estat bgodfrey, lags(1/4) Breusch-Godfrey LM test for autocorrelation lags(p) | chi2 df Prob > chi2 -+ | 31.414 0.0000 | 31.441 0.0000 | 31.448 0.0000 | 36.719 0.0000 H0: no serial correlation estat hettest Breusch-Pagan / Cook-Weisberg test for heteroskedasticity Ho: Constant variance Variables: fitted values of ln_sd_cpi chi2(1) Prob > chi2 = = 1.03 0.3096 xvii Kết iểm định tượn tự tư n quan phư n sai sai số tha đổi với biến phụ thuộc lạm ph t trun b nh - Mơ hình 1a: reg ln_av_cpi mi er ir mi_ir er_ir fc to sd_cpi estat bgodfrey, lags(1/4) Breusch-Godfrey LM test for autocorrelation lags(p) | chi2 df Prob > chi2 -+ | 12.174 0.0005 | 13.585 0.0011 | 17.763 0.0005 | 25.741 0.0000 H0: no serial correlation estat hettest Breusch-Pagan / Cook-Weisberg test for heteroskedasticity Ho: Constant variance Variables: fitted values of ln_av_cpi chi2(1) Prob > chi2 = = 2.12 0.1454 - Mơ hình 1b: reg ln_av_cpi mi er ir fc to sd_cpi estat bgodfrey, lags(1/4) Breusch-Godfrey LM test for autocorrelation lags(p) | chi2 df Prob > chi2 -+ | 14.887 0.0001 | 16.769 0.0002 | 17.187 0.0006 | 25.605 0.0000 H0: no serial correlation estat hettest Breusch-Pagan / Cook-Weisberg test for heteroskedasticity Ho: Constant variance Variables: fitted values of ln_av_cpi chi2(1) Prob > chi2 = = 0.84 0.3606 xviii - Mơ hình 2a: reg ln_av_cpi mi fo ir mi_ir fo_ir fc to sd_cpi estat bgodfrey, lags(1/4) Breusch-Godfrey LM test for autocorrelation lags(p) | chi2 df Prob > chi2 -+ | 27.700 0.0000 | 33.887 0.0000 | 38.195 0.0000 | 53.934 0.0000 H0: no serial correlation estat hettest Breusch-Pagan / Cook-Weisberg test for heteroskedasticity Ho: Constant variance Variables: fitted values of ln_av_cpi chi2(1) Prob > chi2 = = 6.91 0.0086 - Mơ hình 2b: reg ln_av_cpi mi fo ir fc to sd_cpi estat bgodfrey, lags(1/4) Breusch-Godfrey LM test for autocorrelation lags(p) | chi2 df Prob > chi2 -+ | 21.453 0.0000 | 30.038 0.0000 | 33.744 0.0000 | 52.361 0.0000 H0: no serial correlation estat hettest Breusch-Pagan / Cook-Weisberg test for heteroskedasticity Ho: Constant variance Variables: fitted values of ln_av_cpi chi2(1) Prob > chi2 = = 2.51 0.1129 xix - Mơ hình 3a: reg ln_av_cpi er fo ir er_ir fo_ir fc to sd_cpi estat bgodfrey, lags(1/4) Breusch-Godfrey LM test for autocorrelation lags(p) | chi2 df Prob > chi2 -+ | 16.784 0.0000 | 20.562 0.0000 | 22.890 0.0000 | 32.411 0.0000 H0: no serial correlation estat hettest Breusch-Pagan / Cook-Weisberg test for heteroskedasticity Ho: Constant variance Variables: fitted values of ln_av_cpi chi2(1) Prob > chi2 = = 7.62 0.0058 - Mơ hình 3b: reg ln_av_cpi er fo ir fc to sd_cpi estat bgodfrey, lags(1/4) Breusch-Godfrey LM test for autocorrelation lags(p) | chi2 df Prob > chi2 -+ | 12.476 0.0004 | 17.246 0.0002 | 18.992 0.0003 | 33.442 0.0000 H0: no serial correlation estat hettest Breusch-Pagan / Cook-Weisberg test for heteroskedasticity Ho: Constant variance Variables: fitted values of ln_av_cpi chi2(1) Prob > chi2 = = 2.53 0.1116 xx DANH M C CƠNG TRÌNH CỦA TÁC GIẢ Nguyễn Kim Thái Ngọc, Lê Phƣơng (2020) “Ảnh hƣởng ộ a ất khả thi ến u tƣ tr c tiếp nƣớc nƣớc Đ ng Nam Á”, Tạp c í ôn T ươn , ISSN: 0866-7756, 11 (5/2020), 61-66 ...BỘ GIÁO DỤC VÀ ĐÀO TẠO NGÂN HÀNG NHÀ NƢỚC VIỆT NAM TRƯỜNG ĐẠI HỌC NGÂN HÀNG THÀNH PHỐ HỒ CHÍ MINH NGUYỄN KIM THÁI NGỌC BỘ BA BẤT KHẢ THI VÀ CHÍNH SÁCH TIỀN TỆ CỦA VIỆT NAM Chuyên ngành: Tài. .. 2.4 Bộ a ất khả thi 17 Hình 2.5 Lý thuyết ba bất khả thi mở rộng 22 Hình 2.6 Lý thuyết ba bất khả thi dạng t diện 23 Hình 2.7 Mẫu h nh kim cƣơng ộ ba bất khả thi 25 Hình 4.1 Ch số ộc lập ti n tệ. .. s ràng buộc lý thuyết Bộ ba bất khả thi lạm phát Việt Nam bị ảnh hƣởng kết h p sách ba bất khả thi Sau phân tích kết nghiên c u thu ƣ c, luận văn có số khuyến nghị v m t sách nhằm ổn ịnh ki m