chính sách tài khóa hay chính sách tiền tệ sẽ hiệu quả hơn đối với sự phát triển kinh tế tại các nước nam á

Phát triển kinh tế tại các nước Nam Á GVHD: PGS.TS Sử Đình Thành

Nhóm 6- NH Đêm 2-K22 Trang 1





Tiểu luận

CHÍNH SÁCH TÀI KHÓA HAY CHÍNH SÁCH
TIỀN TỆ SẼ HIỆU QUẢ HƠN ĐỐI VỚI SỰ PHÁT
TRIỂN KINH TẾ TẠI CÁC NƯỚC NAM Á

Phát triển kinh tế tại các nước Nam Á GVHD: PGS.TS Sử Đình Thành

Nhóm 6- NH Đêm 2-K22 Trang 2

MỤC LỤC

1. Giới thiệu 1
2. Cơ sở dữ liệu và phương pháp thực hiện 4
2.1. Kiểm định nghiệm đơn vị trên số liệu dạng bảng (panel unit root tests) 4
2.1.1. Levin, Lin và Chu 5
2.1.2. Im, Pesaran, và Shin 5
2.2. Kiểm định đồng liên kết: Phương pháp kiểm định ARLD Bounds 5
3. Kết quả nghiên cứu 7
3.1. Kiểm tra giả thuyết nghiệm đơn vị trên số liệu dạng bảng 7
3.2. Mô hình ARDL lựa chọn độ trễ 8
4. Kết luận 10
TÀI LIỆU THAM KHẢO 12

Phát triển kinh tế tại các nước Nam Á GVHD: PGS.TS Sử Đình Thành

Nhóm 6- NH Đêm 2-K22 Trang 1

CHÍNH SÁCH TÀI KHÓA HAY CHÍNH SÁCH TIỀN TỆ
SẼ HIỆU QUẢ HƠN ĐỐI VỚI SỰ PHÁT TRIỂN KINH TẾ
TẠI CÁC NƯỚC NAM Á

Bài nghiên cứu kiểm định mối tương quan giữa hai loại hình chính sách tài
khóa và tiền tệ tại các quốc gia Nam Á: Pakistan, Ấn Độ, Sri Lanka, Bangladesh
giai đoạn 1990 – 2007, nghiên cứu một cách thực nghiệm vấn đề đã gây nhiều
tranh cãi: liệu chính sách tài khóa hay chính sách tiền tệ sẽ có ảnh hưởng quan
trọng đối với tăng trưởng kinh tế tại bốn quốc gia này. Sử dụng kiểm định nghiệm
đơn vị trên số liệu dạng bảng để kiểm tra tính dừng của chuỗi dữ liệu và phương
pháp ARDL để kiểm tra các tuyên bố của các nhà kinh tế trọng tiền, các nhà kinh
tế thuộc trường pháp Keynes. Kết quả nghiên cứu cho thấy chính sách tiền tệ là
một công cụ vô cùng hữu hiệu so với chính sách tài khóa trong việc thúc đẩy tăng
trưởng kinh tế đối với các nước Nam Á.
1. Giới thiệu
Chính sách tài khóa và chính sách tiền tệ liên hệ khá chặt chẽ với nhau, có
thể sử dụng một cách độc lập hoặc kết hợp với nhau để đạt được những mục tiêu
kinh tế nhất định. Mối tương quan giữa chính sách tài khóa và chính sách tiền tệ
đã được nghiên cứu và tìm hiểu rộng rãi. Friedman & Meiselman (1963), Ansari
(1996), Reynolds (2000, 2001), Chari, et al (1991,1998), Schmitt & Uribe (2001a),
Sapiro & Watson (1988), Blanchard & Perroti (1996), Christiano, et al (1996),
Chari & Kehoe (1998), Kim (1997), Chowdhury (1986, 1988), Chowdhury, et al (
1986), Weeks (1999), Feldstein (2002) và Cardia (1991) đã kiểm định mối tương
quan của chính sách tài khóa và chính sách tiền tệ trên nhiều mẫu nghiên cứu khác
nhau. Tuy nhiên, các nghiên cứu lý thuyết và thực nghiệm chưa thể dẫn tới kết
luận về mối tương quan chặt chẽ giữa chính sách tài khóa và chính sách tiền tệ

trong việc tác động đến sự phát triển kinh tế. Một vài nhà nghiên cứu tìm được các
bằng chứng ủng hộ cho quan điểm trọng tiền, cho rằng chính sách tiền tệ nhìn
Phát triển kinh tế tại các nước Nam Á GVHD: PGS.TS Sử Đình Thành

Nhóm 6- NH Đêm 2-K22 Trang 2

chung có ảnh hưởng lớn hơn đến sự tăng trưởng kinh tế và chi phối cả chính sách
tài khóa nhờ tác động của nó đến đầu tư và tăng trưởng [Friedman & Meiselman
(1963), Ajaye (1974), Elliot (1975), Batten & Hafer (1983)]. Trong khi một số nhà
nghiên cứu khác cho rằng các tác động tài khóa là vô cùng quan trọng cho sự phát
triển của nền kinh tế [Chowdhury (1986), Olaloye & Ikhide (1995). Mặt khác,
theo Cardia ( 1991), các tác động kinh tế vĩ mô có thể giải thích được phần lớn
dựa vào các biến giải thích khác.
Các thực nghiệm trong giai đoạn những năm 1970 chỉ ra rằng một chính sách
kết hợp chỉ dẫn đến kết quả duy nhất là tình trạng lạm phát đình đốn. Một số nhà
kinh tế đặc biệt quan tâm đến tiền tệ thể hiện qua việc kết hợp mô hình tân cổ điển
Keynes với lý thuyết của James Tobin. Việc tranh luận về thuế suất và tăng trưởng
cung tiền sẽ đồng thời dẫn đến tình trạng lạm phát đình đốn, vì thế Chính phủ chỉ
có thể chọn hoặc chính sách tài khóa hoặc chính sách tiền tệ để tăng trưởng kinh
tế. [Reynolds (2001)].
Việc lựa chọn phối hợp chính sách tối ưu mang lại tầm ảnh hưởng quan trọng
đến sự phát triển của nền kinh tế. Các nhà kinh tế thuộc trường phái trọng tiền tin
rằng việc không đánh giá đúng những thay đổi trong cung tiền sẽ tác động sản
lượng đầu ra và tăng trưởng, tức là, nếu mục tiêu của ngân hàng trung ương là đẩy
mạnh tốc độ tăng trưởng, thì phải gia tăng mạnh cung tiền. Nhưng lý thuyết về bẫy
thanh khoản của Keynes đã cho thấy nếu lãi suất thực giảm đến một mức độ nào
đó thì việc gia tăng cung tiền không thể kích thích sản lượng đầu ra và tăng
trưởng, lý do chính là cung tiền không thể gây tác động giảm lãi suất và do đó đầu
tư cũng sẽ không tăng lên vì sự kém nhạy cảm của lãi suất.
Chính sách tài khóa và chính sách tiền tệ có những tác động kinh tế rất khác

nhau, và những khác biệt này phải được phản ánh trong mục tiêu của nó [Levy
(2001)]. Vì Keynes cho rằng kích thích tổng cầu và sự sụt giảm tổng cầu lần lượt
sẽ cắt giảm được suy thoái và kiềm chế lạm phát, nhưng hai mục tiêu này hầu như
không thể đạt được cùng lúc. Để đáp lại Keynes, Mundell (1971) ủng hộ chính
Phát triển kinh tế tại các nước Nam Á GVHD: PGS.TS Sử Đình Thành

Nhóm 6- NH Đêm 2-K22 Trang 3

sách tiền tệ nếu mục đích là để kiềm chế lạm phát, và chính sách tài khóa nên
được thực hiện để kích thích thị trường lao động và gia tăng sản lượng tiềm năng.
Có một sự thống nhất giữa các nhà kinh tế cho rằng các nhà xây dựng chính
sách cần dựa trên việc kết hợp các chính sách. Về cơ bản, có bốn kết hợp chính
sách có thể được dùng thay thế cho nhau. Nếu mục đích là tăng tốc độ tăng trưởng
kinh tế, chính sách tài khóa mở rộng và nới lỏng tiền tệ nên được thực hiện, nhưng
nếu nền kinh tế đang gánh chịu tình trạng lạm phát, chính sách nới lỏng tài khóa
và thắt chặt tiền tệ cần được thực hiện. Nếu tình trạng thâm hụt tài khóa tăng
trưởng cung tiền lớn xảy ra, gây tác động tăng trưởng kinh tế và cái giá phải gánh
chịu là lạm phát, thì sự kết hợp của các chính sách này là có hiệu quả. Ngoài ra
cũng có kết hợp thắt chặt tài khóa, nới lỏng tiền tệ và nới lỏng tài khóa, thắt chặt
tiền tệ, nhưng những kết hợp này không đem lại kết quả tốt hơn trong thực tiễn
[Brimmer & Sinai (1986)].
Mục đích của bài nghiên cứu này là nghiên cứu một cách thực nghiệm vấn đề
đã gây nhiều tranh cãi: liệu chính sách tài khóa hay chính sách tiền tệ mới có ảnh
hưởng quan trọng đối với tăng trưởng kinh tế tại 4 quốc gia Châu Á: Pakistan, Ấn
Độ, Srilanka và Bangladesh. Tác giả đã tiến hành kiểm tra mối tương quan của cả
hai chính sách với phân tích các bảng dữ liệu.
Bảng 1 mô tả các biến kinh tế được chọn của các quốc gia Nam Á bao gồm:
tốc độ tăng trưởng GDP, cân bằng tài khóa (Fiscal balance) và cung tiền(Money
Supply). Theo đó, Pakistan và Bangladesh có tỷ lệ tăng trưởng GDP thực hàng
năm trong giai đoạn 1990 và 2000-2007 như nhau ( đều tăng 0.7%), trong khi Ấn

Độ có tỷ lệ tăng trưởng GDP cao nhất ( 1.4%), ngược lại Sri Lanka có tốc độ tăng
trưởng khá thấp, thậm chí giảm 0.2%. Liên quan đến việc cân bằng tài khóa, mặc
dù cả 4 quốc gia vẫn đang cải thiện cán cân tài khóa, tốc độ cải thiện của Pakistan
là tốt hơn nhờ việc sử dụng các chính sách do IMF đề xuất cũng như ảnh hưởng
của chương trình điều chỉnh cấu trúc (1988, SAP). Trong số này, cung tiền của Ấn
Độ tăng cao ( tăng 22,7%), cho thấy một chính sách mở rộng tiền tệ. Bảng 1 cho ta
Phát triển kinh tế tại các nước Nam Á GVHD: PGS.TS Sử Đình Thành

Nhóm 6- NH Đêm 2-K22 Trang 4

thấy rõ tại các quốc gia mới nổi này có tỷ lệ tăng cung tiền và cân bằng tài khóa
khá cao.

2. Cơ sở dữ liệu và phương pháp thực hiện
Để xác định ảnh hưởng của các biến khác nhau lên sự tăng trưởng kinh tế (
đo lường bằng tốc độ tăng trưởng GDP), phương trình thực nghiệm được đưa ra
như sau:

Theo Legrenzi và các cộng sự (2002), chúng ta sử dụng các giá trị danh
nghĩa để tránh việc khó khăn trong xác định hệ số giảm phát phù hợp cho các biến.
Chúng ta sẽ sử dụng một bảng số liệu của bốn quốc gia Châu Á: Pakistan, Ấn Độ,
Sri Lanka, Bangladesh trong 17 năm, kể từ năm 1990 đến 2007. Số liệu được thu
thập từ nhiều nguồn: World Development indicators (2007) và International
Financial Statistics (2007).
2.1. Kiểm định nghiệm đơn vị trên số liệu dạng bảng (panel unit root
tests)
Chúng ta sẽ sử dụng kiểm định nghiệm đơn vị trên số liệu dạng bảng của
Levin, Lin, Chu & Im, Pesaran và Shin.
Phát triển kinh tế tại các nước Nam Á GVHD: PGS.TS Sử Đình Thành

Nhóm 6- NH Đêm 2-K22 Trang 5

2.1.1. Levin, Lin và Chu
Kiểm định Levin, Lin và Chu (LLC) giả sử rằng có một tiến trình nghiệm
đơn vị thông thường (common unit root process). Kiểm định này quan tâm đến các
đặc điểm ADF cơ bản sau:

Trong đó, ∆yit là tổng chênh lệch của các dãy số tương ứng trong bảng, α = 
- 1,  là độ trễ sao cho ∆yit có thể tăng và giảm cho các phần cắt ngang (cross-
sections) và X’ là biến ngoại sinh của mô hình. Giả định rằng mô hình kiểm định
t-test là phân phối chuẩn.

2.1.2. Im, Pesaran, và Shin
Kiểm định nghiệm đơn vị trên số liệu dạng bảng của Im, Pesaran và Shin cho
phép tiến hành các thủ tục đối với từng nghiệm đơn vị riêng lẻ. Kiểm định W-
Statistics dùng để kiểm tra chuỗi dữ liệu của bảng dựa trên các kiểm định từng
nghiệm đơn vị riêng lẻ như công thức bên dưới, trong đó W được giả định rằng có
phân phối chuẩn.

2.2. Kiểm định đồng liên kết: Phương pháp kiểm định ARLD Bounds
Để kiểm tra mối quan hệ trong dài hạn, chúng ta sử dụng mô hình phân phối
độ trễ tự hồi quy ARDL (Autoregressive Distributed Lag model) được xây dựng
bởi Pesaran, Pesaran & Smith (1998), Pesaran & Shin (1999), Pesaran và các cộng
sự (2001).
ARDL có một vài thuận lợi. Phương pháp ARDL có thể tạo ra sự khác biệt
giữa hồi quy giả mạo và hồi quy. Để chắc chắn, một trong số các thuận lợi của mô
Phát triển kinh tế tại các nước Nam Á GVHD: PGS.TS Sử Đình Thành

Nhóm 6- NH Đêm 2-K22 Trang 6

hình ARDL là sự đánh giá có thể khả thi ngay cả khi các biến giải thích là biến nội
sinh [Pesaran và Shin (1999), Pesaran, et al (2001)]. Một thuận lợi khác của kỹ
thuật này là nó có thể được áp dụng không cần quan tâm đến các biến là I(0), I(1)
hoặc cùng cấp sai phân[Pesaran (1997)]. Do đó hãy chú ý rằng, với những điểm
được đề cập ở trên, chúng ta cũng sử dụng hệ thống ARDL để kiểm định đồng liên
kết và kế tiếp là ECM. Phiên bản hiệu chỉnh sai số của mô hình ARDL thể hiện
như bên dưới, dành cho phương trình (1).

Trong đó, β0 là thành phần trôi dạt (drift component) và μ điểm nhiễu trắng
(white noise). Ngoài ra, số hạng với các phép cộng cho thấy việc hiệu chỉnh linh
hoạt. Phần thứ 2 của phương trình tương ứng với mối liên hệ dài hạn. Trong mô
hình kiểm định ARDL trước tiên chúng ta tính toán phương trình (5) bằng phương
pháp bình phương bé nhất và lấy giá trị F-statistics.
Giả thuyết không của phương trình là:

Có nghĩa là mối quan hệ trong dài hạn là không tồn tại. Và giả thuyết thay
thế là:

Việc tính toán giá trị thống kê F được so sánh với 2 bảng gồm nhiều giá trị
được xác định bởi Pesaran và các cộng sự (2001), Paresh Kumar Narayan (2005).
Hai tiêu chuẩn phổ biến cho việc lựa chọn mô hình là Schwartz Bayesian Criteria
(SBC) và Akaike’s Information Criteria (AIC)
1

Nếu như có bằng chứng của mối quan hệ trong dài hạn trong mô hình thì, để tính
toán các hệ số dài hạn, mô hình dài hạn như bên dưới sẽ được sử dụng:

1
Chúng ta sử dụng AIC để lựa chọn chiều dài của độ trễ
Phát triển kinh tế tại các nước Nam Á GVHD: PGS.TS Sử Đình Thành

Nhóm 6- NH Đêm 2-K22 Trang 7


Nếu như chúng ta tìm thấy các bằng chứng của mối quan hệ trong dài hạn tại
bước thứ 3, chúng ta sẽ sử dụng phương trình bên dưới để tính toán các hệ số
trong ngắn hạn:

η là sai số hiệu chỉnh trong mô hình chỉ ra mức độ điều chỉnh ngược trạng
thái cân bằng dài hạn theo sau một cú sốc trong ngắn hạn.
3. Kết quả nghiên cứu
3.1. Kiểm tra giả thuyết nghiệm đơn vị trên số liệu dạng bảng
Để kiểm tra nghiệm đơn vị cho mọi biến, kiểm định Im, Pesaran và Shin W-
Stat (IPS) và Levin, Lin và Chu t-stat (LLC) được sử dụng. Bảng 2 cho thấy kết
quả tóm tắt của các kiểm định này. Trước tiên, các kiểm định này được sử dụng
cho các biến ở các cấp độ, dựa vào những khác biệt trong cấu trúc của chúng.

Ý nghĩa của bảng 2:
- Đối với kiểm định: Levin Lin và Chu: Các biến Y, ∆Y, FD, ∆FD và ∆M2
dừng ở mức ý nghĩa 1%
Phát triển kinh tế tại các nước Nam Á GVHD: PGS.TS Sử Đình Thành

Nhóm 6- NH Đêm 2-K22 Trang 8

- Đối với Kiểm định Im, Pesaran and Shin: các biến FD, ∆FD dừng ở mức ý
nghĩa 1% và Y, ∆Y, ∆M2 dừng ở mức ý nghĩa 5 %
Kết quả cho thấy rằng các biến có các trật tự tích hợp khác nhau cho phép
chúng ta có thể sử dụng mô hình ARDL.
3.2. Mô hình ARDL lựa chọn độ trễ
Độ dài của độ trễ thường đạt được từ các vec tơ tự hồi không giới hạn

(unrestricted vector autoregressive - VAR) thông qua các tiêu chuẩn Schwartz
Bayesian và Akaike Information Criteria. Quá trình chọn độ trễ dựa trên nền tảng
ARDL cho kết quả như bên dưới:

Ý nghĩa bảng 3:
Độ dài của độ trễ được xác định từ các vec tơ tự hồi quy không giới hạn
thông qua 2 tiêu chuẩn AIC và SBC. Độ dài của độ trễ được xác định dựa trên giá
trị thấp nhất của AIC là 24.1. Hơn nữa, 4 tiêu chuẩn của mô hình dùng để kiểm
định tính thích hợp của mô hình
Độ dài của độ trễ được lựa chọn dựa trên giá trị thấp nhất của tiêu chuẩn
Akaike Information Criterion (AIC) trên nền tảng các vec tơ tự hồi qui không giới
hạn (unrestricted vector autoregressive - VAR) cho mô hình tổng quát. Kết quả
của phương pháp kiểm định cho thấy việc tính toán chỉ số F – statistics bằng 4.77
với độ trễ là 1, cao hơn giá trị tiêu chuẩn tại độ tin cậy 5%, cho thấy rằng có sự
đồng liên kết của các biến trong mô hình. Khi tìm ra mối liên hệ trong dài hạn,
chúng ta áp dụng phương pháp ARDL để tính toán các hệ số ngắn hạn và dài hạn.
Phát triển kinh tế tại các nước Nam Á GVHD: PGS.TS Sử Đình Thành

Nhóm 6- NH Đêm 2-K22 Trang 9

Lấy độ trễ lớn nhất cho mô hình, tiếp đó chúng ta sẽ tìm được các độ trễ riêng dựa
trên các vec tơ hồi qui không giới hạn (VAR), tại đó các giá trị AIC tương ứng là
nhỏ nhất.

Ý nghĩa bảng 4:
Sau khi tìm ra mối liên hệ trong dài hạn, tác giả dùng phương pháp ARDL
để tính toán các hệ số ngắn hạn và dài hạn. Lấy độ trễ lớn nhất cho mô hình, tiếp
đó tác giả tìm được các độ trễ riêng dựa trên các vec tơ hồi qui không giới hạn
(VAR), tại đó các giá trị AIC tương ứng là nhỏ nhất. Theo đó độ trễ tương ứng với
biến Y, FD là 0 và M2 là 1. Điều đó chứng tỏ cung tiền biểu hiện là 1 biến có ảnh

hưởng quan trọng cả trong ngắn hạn và dài hạn.
Kết quả dài hạn thể hiện tại Bảng 5. Để kiểm tra tỷ lệ phần trăm thay đổi,
chúng ta sẽ hồi quy tỷ lệ tăng trưởng GDP trên mô hình tuyến tính của cung tiền
và thâm hụt tài khóa.


Phát triển kinh tế tại các nước Nam Á GVHD: PGS.TS Sử Đình Thành

Nhóm 6- NH Đêm 2-K22 Trang 10

Ý nghĩa bảng 5
Kết quả hồi quy trong mô hình, R
2
hiệu chỉnh là khá cao chứng tỏ các biến
độc lập FD, M2 giải thích được 93% tỉ lệ tăng trưởng GDP. M2 là một nhân tố
quan trọng tác động đến tăng trưởng kinh tế. Hệ số của M2 cho thấy về dài hạn,
M2 thúc đẩy tăng trưởng kinh tế với tỷ lệ 11%. Hệ số của FD là không quan trọng,
có nghĩa là các chính sách tài khóa hoàn toàn không mang lại hiệu quả cho sự tăng
trưởng kinh tế trong dài hạn.

Ý nghĩa bảng 6
Sai số hiệu chỉnh độ trễ ước tính EC
t
– 1 là số âm là rất quan trọng. Những
kết quả này hỗ trợ cho sự đồng liên kết giữa các biến trong phương trình (1).
Sai số hiệu chỉnh là -0.7 chỉ ra khoảng 70% sự mất cân bằng là chính xác trong
năm hiện tại. Kết quả cũng chỉ ra những thay đổi ngắn hạn trong biến FD không
có tác động quan trọng đến tăng trưởng GDP, trong khi cung tiền có ảnh hưởng
lớn đến tăng trưởng kinh tế.
4. Kết luận

Bài nghiên cứu này kiểm định mối tương quan giữa 2 loại hình chính sách
trong bối cảnh chuỗi số liệu hiện đại của các quốc gia Nam Á: Pakistan, Ấn Độ,
Sri Lanka, Bangladesh trong giai đoạn 1990 – 2007, sử dụng phương pháp ARDL
Phát triển kinh tế tại các nước Nam Á GVHD: PGS.TS Sử Đình Thành

Nhóm 6- NH Đêm 2-K22 Trang 11

để kiểm tra các tuyên bố của các nhà kinh tế trọng tiền và các nhà kinh tế thuộc
trường pháp Keynes và làm rõ liệu các công cụ chính sách hiệu quả có tác động
quan trọng đến tăng trưởng kinh tế hay không. Kết quả cho thấy rõ có mối liên hệ
trong dài hạn giữa các biến. Cung tiền biểu hiện là một biến có ảnh hưởng quan
trọng cả trong ngắn hạn và trong dài hạn. Kết quả nghiên cứu cho thấy chính sách
tiền tệ là một công cụ vô cùng hữu hiệu so với chính sách tài khóa trong việc thúc
đẩy tăng trưởng kinh tế đối với các nước Nam Á. Hệ số phản hồi là số âm và rất
quan trọng cho thấy khoảng 72% sự mất cân bằng trong các giai đoạn trước là
đúng tại năm hiện tại.
Hiệu quả của các chính sách chủ yếu dựa trên các điều kiện bên trong và bên
ngoài nền kinh tế. Do đó điểm nhấn tổng quát của một chính sách đơn lẻ cho dù đó
là chính sách tài khóa hay chính sách tiền tệ có thể dẫn đến một số hiện tượng kinh
tế ngoài mong đợi. Mặc dù chính sách tiền tệ đã chứng minh được tính hiệu quả
hơn trong trường hợp này, việc sử dụng các chính sách tài khóa một cách khéo léo
với các chi tiêu phát triển hơn là chi tiêu không phát triển cũng có thể tăng cường
các chỉ báo kinh tế. Một hỗn hợp hai chính sách này có thể mang lại hiệu quả cao
hơn nếu được thi hành một cách đúng đắn.

Phát triển kinh tế tại các nước Nam Á GVHD: PGS.TS Sử Đình Thành

Nhóm 6- NH Đêm 2-K22 Trang 12

TÀI LIỆU THAM KHẢO

Ajayi, S. I. (1974) An Econometric Case Study of the Relative Importance of
Monetary and Fiscal Policy in Nigeria. The Bangladesh Economic Review 2:2,
559–576.
Ansari, M. I. (1996) Monetary vs. Fiscal Policy: Some Evidence from Vector Auto
regressionsfor India. Journal of Asian Economics 677–687.
Blanchard, O. and R. Perotti (1996) An Empirical Characterisation of the Dynamic
Effects of Changes in Government Spending on Output. (NBER Working Paper
7296).
Brimmer, Andrew F. and Allen Sinai (1986) The Monetary-Fiscal Policy Mix:
Implications for the Short-run. American Economic Review 76:2, 203–208.
Benhabib J., S. Schmitt-Grohe and M. Uribe (2001a) Monetary Policy and
Multiple Equilibria. American Economic Review 91, 167–185.
Cardia, E. (1991) The Dynamics of a Small Open Economy in Response to
Monetary, Fiscal, and Productivity Shocks. Journal of Monetary Economics
December, 411–34.
Chari, V. and P. Kehoe(1998) Federal Reserve Bank of Minneapolis Staff Report
251.
Chari, V., L. Christiano, and Patrick J. Kehoe (1991) Optimal Fiscal and Monetary
Policy: Some Recent Results. Journal of Money, Credit, and Banking 23, 519–
539.
Chowdhury, A., J. Fackler, and W. McMillan (1986) Monetary Policy, Fiscal
Policy and Investment Spending: An Empirical Analysis. Southern Economic
Journal 794–805.
Chowdhury, A. R. (1986) Monetary and Fiscal Impacts on Economic Activities in
Bangladesh.A Note. The Bangladesh Development Studies 14:2, 101–106.
Chowdhury, A. (1988) Monetary Policy, Fiscal Policy and Aggregate Economic
Activity: Some Further Evidence. Applied Economics 63–71.
Phát triển kinh tế tại các nước Nam Á GVHD: PGS.TS Sử Đình Thành

Nhóm 6- NH Đêm 2-K22 Trang 13

Christiano, L., M. Eichenbaum, and C. Evans (1996) The Effects of Monetary
Policy Shocks: Evidence from the Flow of Funds. Review of Economics and
Statistics 78.
Elliot, J. W. (1975) The Influence of Monetary and Fiscal Actions on Total
Spending: The St. Louis Total Spending Equation Revisited. Journal of Money,
Credit,and Banking 7, 81–192.
Feldstein, M. (2001) Testimonybefore the House Committee on Ways and Means.
Feldstein, M., (2002) The Role for Discretionary Fiscal Policy in a Low Interest
Rate Environment. (NBER Working Paper No. 9203).
Friedman, M. and D. Meiselman (1963) The Relative Stability of Monetary
Velocity and the Investment Multiplier in the United States, 1887-1957 in
Stabilisation Policies.
Englewood: Prentice Hall.
Garrison, C. and F. Lee (1995) The Effect of Macroeconomic Variables on
Economic Growth Rates: A Cross-country Study. Journal of Macroeconomics
303–317.
Im, K. S., M. H. Pesaran, and Y. Shin, (2003) Testing for Unit Roots in
Heterogeneous Panels. Journal of Econometrics 115, 53–74.
Kim, S. (1997) Growth Effect of Taxes in an Endogenous Growth Model: To
What Extend Do Taxes Affect Economic Growth. Journal of Economic Dynamics
and Control 125–158.
Mitchell, D.(2001)The Heritage Foundation Backgrounder Executive Summary.
Levin, A., C. F. Linand and C. Chu (2002) Unit Root Tests in Panel Data:
Asymptotic and Finite Sample Properties. Journal of Econometrics 108, 1–24.
Levy, Mickey D. (2001) Don’t Mix Monetary and Fiscal Policy: Why Return to an
Old, Flawed Framework? Cato Journal 21:2.
Mundell,Robert A. (1971) Monetary Theory (Pacific Pallisades: Goodyear).
Phát triển kinh tế tại các nước Nam Á GVHD: PGS.TS Sử Đình Thành

Nhóm 6- NH Đêm 2-K22 Trang 14

Olaloye, A. O. and S. I. Ikhide (1995) EconomicSustainability and the Role of
Fiscal and Monetary Policies in A Depressed Economy: The Case Study of
Nigeria. Sustainable Development 3, 89–100.
Pesaran M. Hashem, and B. Pesaran (1997) Working with Microfit 4.0: Interactive
Econometric Analysis. Oxford: Oxford University Press.
Pesaran, M. Hashem, Y. Shin, and R. J. Smith (2000) Structural Analysis of
Vector Error Correction Models with Exogenous I(1) Variables. Journal of
Econometrics 97, 293–343.
Pesaran M. Hashem, and Y. Shin (1999) An Autoregressive Distributed Lag
Modelling Approach to Cointegration Analysis. Chapter 11 in S. Strom
Econometrics and Economic Theory in the 20th Century: The Ragnar Frisch
Centennial Symposium. Cambridge: Cambridge University Press.
Pesaran, M. Hashem and R. Smith (1995) Estimating Long-run Relationship from
Heterogeneous Panels. Journal of Econometrics 68, 79–113.
Pesaran, Shin and Smith (2001) Bounds Testing Approaches to the Analysis of
Level Relationships. Journal of Applied Econometrics 16, 289–326.
Reynolds, A. (2000) Monetary Policy by Trial and Error. In the Supply-side
Revolution: 20 Years Later. Washington, DC: Joint Economic Committee
(ate. gov/_jec/ssreport1.htm).
Reynolds, A. (2001) The Fiscal-Monetary Policy Mix. Cato Journal 21:2.
Shapiro, M. D. and J. Watson (1988) Sources of Business Cycle Fluctuations.
Cowles. Foundation Discussion Papers, Yale University, 870, May.
Taylor, J. (2000) Reassessing Discretionary Fiscal Policy. The Journal of
Economic Perspectives 21–36.
Phát triển kinh tế tại các nước Nam Á GVHD: PGS.TS Sử Đình Thành

Nhóm 6- NH Đêm 2-K22 Trang 15

Phát triển kinh tế tại các nước Nam Á GVHD: PGS.TS Sử Đình Thành

Nhóm 6- NH Đêm 2-K22 Trang 16