Tiểu luận TÀI CHÍNH CÔNG CHÍNH SÁCH TÀI KHÓA HAY CHÍNH SÁCH TIỀN TỆ CÓ TÁC ĐỘNG HIỆU QUẢ HƠN ĐẾN SỰ TĂNG TRƯỞNG KINH TẾ Ở 4 NƯỚC NAM Á?

TRƯỜNG ĐH KINH TẾ TP HỒ CHÍ MINH
Khoa: TÀI CHÍNH DOANH NGHIỆP
GV phụ trách: GVC. Sử Đình Thành
Học phần: TÀI CHÍNH CÔNG



Chủ đề nghiên cứu
CHÍNH SÁCH TÀI KHÓA HAY CHÍNH SÁCH TIỀN
TỆ CÓ TÁC ĐỘNG HIỆU QUẢ HƠN ĐẾN SỰ TĂNG
TRƯỞNG KINH TẾ Ở 4 NƯỚC NAM Á?

Danh sách nhóm số 15 lớp TCDN Ngày – CH22:
1) Nguyễn Công Tiến (Nhóm trưởng - SĐT: 0977 961 774)
2) Chương Minh Luân
3) Lâm Thúy Nhi
4) Phan Nguyễn Kim Ngân
5) Lương Minh Tú
6) Nguyễn Thị Vân Tiên






Năm 2013


MỤC LỤC

1. GIỚI THIỆU 1

2. DỮ LIỆU MÔ HÌNH VÀ KHUNG PHƯƠNG PHÁP LUẬN 3
2.1. Bảng kiểm tra nghiệm đơn vị 4
2.1.1. Levin, Lin và Chu 4
2.1.2. Im, Pesaran và Shin 4
2.2. Kiểm tra Bảng Đồng kết hợp: Phương pháp tiếp cận
kiểm tra ADRL 5
3. KẾT QUẢ ƯỚC LƯỢNG 6
3.1. Kiểm định Giả thuyết nghiệm đơn vị bảng 6
3.2. Xác định độ trễ trong mô hình ARDL 7
4. KẾT LUẬN 9
TÀI LIỆU THAM KHẢO

PHỤ LỤC

Whether Fiscal Stance or Monetary Policy is Effective for Economic growth in Case of South Asian Countries?

The Parkistan Development Review

1


CHÍNH SÁCH TÀI KHÓA HAY CHÍNH SÁCH TIỀN TỆ
CÓ TÁC ĐỘNG HIỆU QUẢ HƠN ĐẾN SỰ TĂNG
TRƯỞNG KINH TẾ Ở 4 NƯỚC NAM Á?
SHAHID ALI, SOMIA IRUM, and ASGHAR ALI

1. GIỚI THIỆU
Chính sách tiền tệ và chính sách tài khóa là những chính sách có liên quan đến
nhau, có thể được sử dụng riêng lẻ hoặc sử dụng kết hợp để có thể đạt được những
mục tiêu kinh tế. Trong kết quả của những bài nghiên cứu đã được phổ biến rộng rãi,

Friedman và Meiselman (1963), Ansari (1996), Reynolds (2000,2001), Chari, et al
(1991,1998), Schmitt and Uribe (2001a), Shapiro and Watson (1998), Blanchard and
Perroti (1996), Christiano,et al. (1996), Charu and Kehoe (1998), Kim (1997),
Chowdhury (1986,1988), Chowdhury,et al (1986), Weeks (1999), Feldstein (2002)
và Cardia (1991) đã thử nghiệm tác động của chính sách tài khóa và chính sách tiền
tệ trên những nền kinh tế khác nhau. Tuy nhiên, những nghiên cứu về lý thuyết và
thử nghiệm không cho thấy sức mạnh liên quan giữa chính sách tài khóa và chính
sách tiền tệ khi tác động đến sự phát triển của nền kinh tế. Một số nhà nghiên cứu
ủng hộ quan điểm của những nhà tiền tệ, rằng chính sách tiền tệ nhìn chung có ảnh
hưởng đến sự phát triển của nền kinh tế lớn hơn và chiếm ưu thế hơn chính sách tài
khóa xét về mặt tác động của nó lên đầu tư và phát triển. [Friedman và Meiselman
(1963); Ajaye (1974); Elliot (1975); Batten và Hafer (1983], trong khi những nhà
nghiên cứu khác tranh luận rằng những sự kích thích của chính sách tài khóa rất quan
trọng đối với sự phát triển của nền kinh tế. [Chowhury (1986), Olaloye và Ikhide
(1995)]. Mặt khác, theo Cardia (1991), những hoạt động vĩ mô phần lớn được giải
thích bởi nhiều biến khác.
Nghiên cứu thực nghiệm của những năm 1970 chứng minh rõ rằng một chính
sách hỗn hợp chỉ tạo ra tình trạng lạm phát. Vài nhà kinh tế học quan tâm đến tiền tệ
bằng cách kết hợp các trường phái Tân cổ điển Keynes, được gọi là lý thuyết “miệng
ống” của James Tobin. Vấn đề tranh luận là thuế suất và sự phát triển của tiền tệ sẽ
Whether Fiscal Stance or Monetary Policy is Effective for Economic growth in Case of South Asian Countries?

The Parkistan Development Review

2

đồng thời dẫn đến lạm phát, do đó Chính phủ có thể chọn cách kích thích nền kinh tế
bằng chính sách tiền tệ lẫn chính sách tài khóa để đẩy nhanh sự tăng trưởng.
Sự lựa chọn chính sách hỗn hợp tối ưu cótầm quan trọng cho tăng tưởng kinh tế
của bất kỳ nền kinh tế nào. Các nhà tiền tệ thật sự tin rằng những thay đổi không

lường được trong cung tiền sẽ ảnh hưởng đến sản lượng và tăng tưởng, nếu mục tiêu
của Ngân hàng Trung Ương là đẩy nhanh tăng trưởng của nền kinh tế thì phải tăng
cung tiền bất ngờ. Nhưng định nghĩa bẫy thanh khoản – được trình bày bởi Keynes
đã chứng minh rõ rằng nếu lãi suất thật giảm xuống 1 mức thấp như thế thì một sự
tăng cung tiền không thể làm tăng sản lượng và tăng trưởng, vì cung tiền không thể
làm giảm lãi suất, điều này hàm ý rằng đầu tư cũng sẽ không tăng lên vì lãi suất ít
nhạy cảm.
Theo Keynes kích cầu là phương thức chính xác để hạn chế suy thoái kinh tế và
giảm cầu để kiềm chế lạm phát, nhưng để làm 2 điều đó cùng lúc hầu như không thể.
Để phản hồi lại học thuyết Keynes, Robert Mundell (1971) ủng hộ chính sách tiền tệ
nếu mục tiêu của chính sách là kiềm chế lạm phát – cũng chính là lạm phát mục tiêu,
trong khi chính sách tài khóa nên được áp dụng để kích thích việc làm và thúc đẩy
sản lượng tiềm năng thông qua chính sách tài khóa mở rộng.
Chính sách tiền tệ và chính sách tài khóa có những ảnh hưởng rất khác nhau đến
nền kinh tế, và những khác nhau này phải được phản ánh trong những mục tiêu của
chúng [Levy(2001)]. Keynes đã chỉ ra rằng, chính sách kích cầu và giảm cầu hạn chế
suy thoái kinh tế và kiềm chế lạm phát tương ứng, nhưng hầu như cả hai mục tiêu
khó có thể đạt được cùng lúc. Hưởng ứng Keynes, Mundell (1971) ủng hộ chính sách
tiền tệ để kiềm chế lạm phát, và đề nghị rằng chính sách tài khóa nên được dùng để
tăng việc làm và thúc đẩy sản lượng tiềm năng trong qua chính sách tài khóa mở rộng.
Có sự thống nhất chung giữa các nhà kinh tế rằng những nhà chính sách nên dựa
trên sự kết hợp các chính sách hỗn hợp. Về cơ bản, có bốn sự kết hợp chính sách hỗn
hợp luân phiên nhau. Nếu mục đích là để đẩy nhanh sự phát triển của nền kinh tế,
chính sách tài khóa mở rộng và chính sách tiền tệ nới lỏng nên được lựa chọn, nhưng
nếu nền kinh tế đang có lạm phát thì chính sách tài khóa mở rộng và chính sách tiền
tệ thắt chặt nên được áp dụng. Cả thâm hụt ngân sách và sự tăng cung tiền lớn trong
nền kinh tế đã đẩy nhanh tăng trưởng kinh tế với cái giá là lạm phát, nên sự kết hợp
của các chính sách này có hiệu quả. Còn có những sự kết hợp khác như chính sách
Whether Fiscal Stance or Monetary Policy is Effective for Economic growth in Case of South Asian Countries?

The Parkistan Development Review

3

tài khóa thắt chặt/ chính sách tiền tệ mở rộng và chính sách tài khóa thắt chặt/ chính
sách tiền tệ thắt chặt, nhưng các sự kết hợp này không mang lại hiệu quả cao, điều
này đã được minh chứng trong thời gian qua. [Brimmer and Sinai (1986)].
Mục đích của bài nghiên cứu này là nghiên cứu thực nghiệm vấn đề gây tranh cãi
rằng chính sách tài khóa và chính sách tiền tệ có tác động quan hiệu quả hơn đến sự
tăng trưởng kinh tế trong 4 nước Nam Á: Pakistan, India, Srilanka và Bangladesh.
Chúng ta sẽ nghiên cứu hiệu quả của cả 2 loại chính sách trong bối cảnh phân tích dữ
liệu bảng.
Bảng 1 cho ta thấy những chỉ số kinh tế của các nước Nam Á. Pakistan và
Bangladesh có cùng tốc độ tăng trưởng bình quân qua các giai đoạn 1990 và 2000-
07, trong khi đó Ấn Độ là nước có tốc độ tăng GPD cao nhất, ngược lại Sri Lanka là
đang phải đối mặt với sự giảm tăng trưởng. Về cán cân tài khóa, mặt dù cán cân tài
khóa của các nước Nam Á đều cải thiện, nhưng nhìn chung tốc độ cải thiện của
Pakistan đã vượt trội hơn có lẽ vì việc sử dụng những chính sách theo hướng dẫn của
IMF và tác động của chương trình điều chỉnh cơ cấu (1998, SAP). Khu vực cung tiền
của nền kinh tế Ấn Độ tăng nhanh đột biến đã mô tả hàm ý của chính sách tiền tệ mở
rộng. Rõ ràng rằng trong Bảng 1 cho thấy các nền kinh tế mới nổi có tốc độ tăng
trưởng về cung tiền và cán cân tài khóa cao hơn.
Table 1
Economic Indicators
Economic Indicators

Pakistan
India
Bangladesh
Sri Lanka

GDP
1990s
3.9
5.6
4.8
5.3
(%Growth)
2000-05
4.6
7
5.5
5.1
Fiscal balance
1990-95
-6.05
-6.4
0.5
-8.3
(%GDP)
2000-05
-4.9
-4.7
0.05
-8.9
Money Supply
1990-95
41.8
48.5
25.9
31.5

(% of GDP)
2000-05
43.5
71.2
37.5
40.5
Nguồn : Các chỉ số phát triển thế giới (2008)




2. Dữ liệu mô hình và khung phương pháp luận:
Để nhận thấy được tác động của các biến chính sách lên sự tăng trưởng của nền
kinh tế (được đo lường bởi tỉ lệ tăng trưởng GDP), ta có phương trình thực nghiệm
được mô hình hóa như sau:
Y
it
=

+

0
FB
it
+

1
M2
it
+


it
… … … … (1)
Trong đó
Y = tỉ lệ tăng GDP
Whether Fiscal Stance or Monetary Policy is Effective for Economic growth in Case of South Asian Countries?

The Parkistan Development Review

4

FD = Thâm hụt tài khóa
M2 = Khối tiền M2
Theo Legrenzi và cộng sự (2002), chúng ta dùng các giá trị danh nghĩa để tránh
việc khó khăn khi phải xác định các chỉ số lạm phát thích hợp cho các loạt biến. Ta
sử dụng một bảng cân đối cho 4 nước Nam Á : Pakistan, Ấn Độ, Bangladesh và Sri
Lanka, trong 17 năm, từ năm 1990 đến 2007, và dữ liệu được thu thâp từ các nguồn
khác nhau như World Development indicator (2007) và International financial
Statistics (2007)
2.1. Bảng kiểm tra đơn vị gốc:
Ta nghiên cứu bảng kiểm tra đơn vị gốc của Levin, Lin và Chu và của Im, Pesaran
và Shin.
2.1.1. Levin, Lin và Chu:
Levin, Lin và Chu (LLC) kiểm tra giả định rằng có một quá trình đơn vị gốc
chung. Họ kiểm tra xem xét công thức ADF nền tảng sau đây:



 


  








 



 … … … (2)

Trong đó y
it
là hiệu số của chuỗi dữ liệu bảng tương ứng, =-1, p là bậc trễ
của y
it
mà có thể tăng hoặc giảm cho bảng dữ liệu chéo và X’ là biến ngoại sinh của
mô hình. Giả định rằng thống kê t được phân phối thường:




















… … … (3)

2.1.2. Im, Pesaran và Shin
Bảng kiểm tra đơn vị gốc của Im, Pesaran và Shin tính đến mỗi quy trình đơn vị
gốc. Sự kiểm tra này kết hợp những bản kiểm tra đơn vị gốc để nhận được một bảng
kết quả cụ thể. Hàm thống kê W dùng để kiểm tra các chuỗi số liệu bảng của các
biến dựa trên hệ thống kiểm tra đơn vị gốc riêng biệt được cho bên dưới, trong đó W
được giả định là phân phối bình thường:





































… … … … (4)
Whether Fiscal Stance or Monetary Policy is Effective for Economic growth in Case of South Asian Countries?

The Parkistan Development Review

5

2.2. Kiểm định Bảng Đồng kết hợp: Phương pháp tiếp cận kiểm tra ARDL
Để kiểm định mối liên hệ trong dài hạn ta dùng kỹ thuật kinh tế lượng mạnh Mô
hình tự hồi quy và phân phối trễ được giới thiệu rộng rãi bởi Pesaran, Pesaran và
Smith (1998), Pesaran và Shin (1999) và Pesaran cùng đồng sự (2001).
Mô hình ARDL có vài lợi thế. Phương Pháp ARDL có thể phân biệt giữa biến hồi
quy phụ thuộc và biến hồi quy độc lập. Để chắc chắn, một trong lợi thế bắt buộc của
quy trình ARDL là có thể ước lượng ngay cả khi các biến giải thích là các biến nội
sinh. [Perasan và Shin (1999); Pesaran và đồng sự (2001)]. Một lợi thế quan trọng
khác của kĩ thuật này là có thể áp dụng không phân biệt biến là biến I(0), I(1) hay
đồng kết hợp từng phần [Pesaran và Pesaran (1997)]. Tiếp tục xem xét, với tất cả
những điểm đã nêu trên, ta có thể sử dụng hệ thống ARDL cho phân tích đồng kết
hợp và mô hình ECM tiếp theo. Bảng sửa lỗi của mô hình ARDL theo phương trình
(1) như sau:


  





 





 





















… … … … … (5)

Trong đó 
0
là hệ số trôi dạt còn  là 1 biến nhiễu trắng. Hơn nữa các số hạng với
dấu tổng đại diện cho chức năng sửa lỗi. Trong đó phần thứ 2 của phương trình tương
ứng với mối liên hệ trong dài hạn. Trong mô hình ARDL đầu tiên được ta ước lượng
phương trình (4) bằng phương pháp chi bình phương bé nhất và tính giá trị kiểm định
F.
Giả thuyết H

0
của phương trình là:
H0: 
it
= 0
Có nghĩa mối liên hệ trong dài hạn không tồn tại, và giả thuyết ngược lại là:
H1: 
it
≠ 0
Giá trị kiểm định F được tính toán được so sánh với hai phần của giá trị tới hạn
đã được cụ thể bởi Pesaran và đồng sự (2001) và Paresh Kumar Narayan (2005). Hai
tiêu chuẩn nổi tiếng cho sự lựa chọn của mô hình là Schawrtz Bayesian Criteria (SBC)
và Akaike’s Information Criteria (AIC).
Whether Fiscal Stance or Monetary Policy is Effective for Economic growth in Case of South Asian Countries?

The Parkistan Development Review

6

Nếu mô hình chứng minh được có mối liên hệ trong dài hạn thì để ước lượng hiệu
quả liên kết trong dài hạn, mô hình dài hạn dưới đây phải được ước lượng.



  






 





 







(6)

Nếu chúng ta tìm được bằng chứng cho mối liên hệ trong dài hạn thì trong bước
3 ta sử dụng phương trình dưới đây để ước lượng hiệu quả trong ngắn hạn:



  





 






 





 

(7)

 là giá trị sửa lỗi của của mô hình, chỉ ra tốc độ của sự thay đổi nghịch trong
sự cân bằng dài hạn sau một cú sốc trong ngắn hạn.

3. KẾT QUẢ ƯỚC LƯỢNG
3.1. Kiểm tra Giả thuyết nghiệm đơn vị bảng
Để kiểm tra giả thuyết nghiệm đơn vị cho các biến, các kiểm nghiệm của Im,
Pesaran và Shin W-Stat (IPS) và Levin, Lin, và Chu t-Stat (LLC) đã được áp dụng.
Tổng hợp kết quả của quá trình kiểm tra được cho ở Bảng 2. Đầu tiên, các kiểm định
được áp dụng với các biến theo cấp độ, theo sau là sai số bậc nhất của chúng.
Table 2
Panel Unit-Root Test Estimation
Variables
Im, Pesaran và
Shin (W-Stat)
Lags
Levin, Lin and
Chu (t-Stat)

Lags
Y
-2.03**
0 to 1
-4.39*
0 to 1
Y
-1.6**
0 to 3
-2.81*
0 to 3
FD
-4.14*
0
5.22*
0
FD
-5.64*
0 to 3
-3.71*
0 to 3
M2
-0.41
1
-0.78
1
M2
-2.58**
1
-7.39*

1
Notes: * Represents significant only at 1 percent, ** Represents significant only at 1 percent.

Kết quả cho thấy các biến có bậc tích phân khác nhau, cho phép chúng ta áp dụng
Mô hình ARDL. (Mô hình tự hồi quy phân phối độ trễ).



Whether Fiscal Stance or Monetary Policy is Effective for Economic growth in Case of South Asian Countries?

The Parkistan Development Review

7

3.2. Xác định độ trễ trong mô hình ARDL
Trật tự của độ trễ thường được thu từ vecto tự hồi quy thông qua Schwartz
Bayesian Criteria và Akaike Information Criteria. Tiến trình xác định độ trễ dựa trên
cơ sở của mô hình ARDL, đã cho được các kết quả sau:
Table 3
Lag Length Selection and Bound Testing for Panel Cointegration
Lags Order
AIC
HQ
SBC
F-test Statistics
0
24.14
24.17*
24.24*
11.91*

1
24.13*
24.29
24.53
4.77*
2
24.14
25.02
25.02
1.86
Short-run Diagnostic Test-Statistics
Serial Correlation LM,F=0.68(0.51)
Hetroscdasicity Test F=1.83(0.23)
Ramsey RESET Test F=0.62(0.32)
Normality J-B Value = 28.63 (0.01)
*Significant at 5 percent level according to Pesaran,et al(2001) and narayan (2005)

Độ trễ được xác định dựa vào giá trị thấp nhất của thông tin tiêu chuẩn Akaike
(AIC) trên cơ sở của vecto tự hồi quy (VAR) cho toàn bộ mô hình. Kết quả của
phương pháp kiểm tra chỉ ra rằng kiểm định F được tính toán là 4.77 tại độ trễ là 1,
cao hơn giá trị tới hạn ràng buộc ở trên 1%, điều này hàm ý rằng có 1 mối liên hệ
đồng kết hợp nào đó giữa các biến trong mô hình. Để tìm ra mối liên hệ trong dài hạn
ta áp dụng phương pháp ARDL để ước lượng hệ số trong dài hạn và ngắn hạn. Bậc
trễ lớn nhất được cho trong mô hình, tiếp theo ta tìm ra bậc trễ riêng lẻ thông qua
vecto tự hồi quy tại đó AIC tương ứng là nhỏ nhất.

Table 4
Lags Defined Through VAR-AIC (0,0, and 1) and SBC (0,0 and 0)
Lags Selected through VAR-AIC and SBC

0
1
2
Selected
Lags
Lag
AIC
SBC
AIC
SBC
AIC
SBC
AIC
SBC
Y
it

4.13*
4.16*
4.16
4.29
4.16
4.40
0
0
FD
it

13.93*
13.96*

14.03
14.16
14.13
14.37
0
0
M2
it

6.05
6.08*
6.00*
6.13
6.11
6.35
1
0
Notes: *Indicates minimum SBC and AIC

Kết quả trong dài hạn được cho ở bảng 5. Để kiểm tra tăng trưởng GDP tăng lên
hay giảm xuống bao nhiêu phần trăm, ta hồi quy theo tăng trưởng GDP.



Whether Fiscal Stance or Monetary Policy is Effective for Economic growth in Case of South Asian Countries?

The Parkistan Development Review

8

Table 5
Long Run Results using the Panel ARDL Approach
Dependent Variable Yit
Regressors
Coefficient
P-value
FD
it

-0.01
0.62
M
2it

0.11
0.02
M
2i,t-1

-0.01
0.77
R2 adjusted = 0.93


F-statistics = 3.72


Critical values are obtained from Perasan,et al (2001) and Narayan
(2005)
ARDL(0,0,1) selected based on Akaike Information Criterion

Có thể thấy từ Bảng 6 rằng Khối tiền M2 là nhân tốc quan trọng đóng góp vào
tăng trưởng kinh tế. Hệ số của M2 chỉ ra rằng trong dài hạn M2 đẩy nhanh tốc độ
tăng trưởng kinh tế 11%. Kết quả cho thấy chính sách tiền tệ là một công cụ hiệu quả
để đẩy nhanh tốc độ tăng trưởng kinh tế trong dài hạn. Hệ số của FD không quan
trọng có nghĩa chính sách tài khóa hoàn toàn không có hiệu quả cho tăng trưởng kinh
tế trong dài hạn.
Table 6
Error Correction Representation of Panel ARDL Model
Dependent Variable  yit
Regressors
Coefficient
Prob-value
FD
it

0.01
82
M2
it

0.08
0.05
M2
i,t-1

-0.05
0.22
CE(-1)
-0.7

0.00
R-Bar-Squared = 0.85
F-
statistic=9.75[.000]

Giá trị sửa lỗi độ trễ được đo lường EC
t-1
mang dấu âm và rất quan trọng. Những
kết quả này ủng hộ sự đồng kết hợp giữa các biến được giới thiệu ở Phương trình 1.
Hệ số phản hồi là -0.70 chỉ ra rằng 70% sự mất cân bằng là đúng cho năm hiện tại.
Kết quả còn cho thấy rằng trong ngắn hạn sự thay đổi của biến FD không phải là nhân
tố quan trọng trong khi cung tiền có tác động quan trọng lên sự tăng trưởng GDP.
Whether Fiscal Stance or Monetary Policy is Effective for Economic growth in Case of South Asian Countries?

The Parkistan Development Review

9

4. KẾT LUẬN
Bài nghiên cứu kiểm tra hiệu quả của mối liên hệ của cả 2 loại chính sách bằng
mô hình chuỗi thời gian trong kinh tế lượng trong bối cảnh của 4 nước Nam Á:
Pakistan, India, Sri Lanka và Bangladesh trong khoảng thời gian từ 1990 đến 2007,
bằng cách dùng mô hình hồi quy phân phối trễ để kiểm tra các nhận định của các nhà
kinh tế trường phái Tiền tệ và trường phái Keynes, để tìm ra các công cụ chính sách
hiệu quả có mối liên hệ lớn đến tăng trưởng kinh tế hay không? Kết quả đã chứng
minh rõ rằng có mối liên hệ dài hạn giữa các biến trong nghiên cứu. Cung tiền là một
biến quan trọng trong ngắn hạn cũng như dài hạn, trong khi đó thâm hụt ngân sách
không quan trọng trong ngắn hạn cũng như dài hạn. Kết quả cho thấy chính sách tiền
tệ có sức mạnh hơn chính sách tài khóa trong việc thúc đẩy tăng trưởng các nền kinh
tế tại Nam Á. Hệ số phản ứng mang dấu âm và một gợi ý quan trọng đã chỉ ra rằng

72% sự mất cân xứng trong kì trước vẫn đúng trong năm hiện tại.
Hiệu quả của các chính sách hầu như phụ thuộc vào các điều kiện kinh tế trong
nước và ngoài nước. Do đó sự nhấn mạnh trên từng chính sách riêng lẻ rằng chính
sách tiền tệ hay tài khóa sẽ dẫn đến những hiện tượng kinh tế không lường trước
được. Mặc dù chính sách tiền tệ tỏ ra hiệu quả hơn ở các nước Nam Á, nhưng cách
dùng phức tạp của chính sách tài khóa với các khoản chi đầu tư phát triển nhiều hơn
các khoản chi không phải đầu tư phát triển cũng có thể cải thiện các chỉ số kinh tế.
Một hỗn hợp thận trọng của 2 chính sách có thể cung cấp các kết quả tốt hơn nếu
được thực hiện 1 cách thích hợp để thúc đẩy đà tăng trưởng.

TÀI LIỆU THAM KHẢO
1. Ajayi, S. I. (1974) An Econometric Case Study of the Relative Importance of
Monetary and Fiscal Policy in Nigeria. The Banladesh Economic Review 2:2, 559-
576.
2. Ansari, M. I. (1996) Monetary vs Fiscal Policy: Some Evidence from Vector Auto
regressions for India. Journal of Asian Economics 677 – 687.
3. Blanchard, O. and R. Perotti (1996) An Empirical Characterisation of the Dynamic
Effects of Changes in Government Spending on Output. (NBER Working Paper
7296)
4. Brimmer, Andrew F. and Allen Sinai (1986) The Monetary-Fiscal Policy Mix:
Implications for the Short-run. American Economic Review 76:2, 203-208.
5. Behabib J., S. Schmitt-Grohe and M. Uribe (2001a) Monetary Policy and Multiple
Equilibria. American Economic Review 91, 167 – 185.
6. 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.
7. Chari, V. and P. Kehoe (1998) Federal Reserve Bank of Minneapolis Staff Report
251.
8. 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.
9. Chowdhury, A., J. Fackler, and W. McMillan (1986) Monetary Policy, Fiscal
Policy and Invesetment Spending: An Empirical Analysis. Southern Economic
Journal 794 – 805.
10. Chowdhury, A. R. (1986) Monetary and Fiscal Impacts on Economic Activitives
in Bnaladesh. A Note. The Banladesh Development Studies 14:2, 101 – 106.
11. Chowdhury, A. (1988) Monetary Policy, Fiscal Policy and Aggregate Economic
Activity Some Further Evidence. Applied Economics 63-71.
12. 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.



13. 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.
14. Feldstein, M. (2001) Testimony before the House Committee on Ways and
Means.
15. Feldstein, M., (2002) The Role for Discretionary Fiscal Policy in ta Low Interest
Rate Environment (NBER Working Paper No. 9203)
16. 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.
17. Garrison, C. and F. Lee (1995) The Effect of Macroeconomic Variables on
Economic Growth Rates: A Cross-country Study, Journal of Macroeconomics
303 – 317.
18. Im, K. S., M. H. Pesaran, and Y. Shin, (2003) Testing for Unit Roots in
Heterogeneous Panels, Journal of Econometrics 115, 53-74.
19. 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.
20. Mitchell, D. (2001) The Heritage Foundation Backgrounder Executive Summary.
21. 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.
22. Levy, Mickey D. (2001) Don’t Mix Monetary and Fiscal Policy: Why Return to
an Old, Flawed Framework? Cato Journal 21:2.
23. Mundell, Robert A. (1971) Monetary Theory (Pacific Pallisades: Goodyear)
24. Olaloye, A. O. and S. I. Ikhide (1995) Economic Sustainability and the Role of
Fiscal and Monetary Policies in A Depressed Economy: The Case Study of
Nigeria. Sustainable Development 3, 89-100.
25. Pesaran M. Hashem, and B. Pesaran (1997) Working with Microfit 4.0
InteractiveEconometric Analysis. Oxford: Oxford University Press.
26. Pesaran, M. Hashem, Y. Shin, and R. J. Smith (2000) Structural Analysis of
Vector Error Correction Models wit hExogenous I(1) Variables, Journal of
Econometrics 97. 293-343.



27. Pesaran M. Hashem, and Y. Shin (1999) An Autoregress Distributed Lag
Modeling Appoach to Cointegration Analysis. Chapter 11 in S. Stom
Econometrics and Economic Theory in the 20th Century: The Ragnar Frisch
Centennial Symposium. Ambridge: Cambridge University Press.
28. Pesaran, M. Hashem and R. Smith (1995) Estimating Long-run Relationship
from Heterogeneous Panels. Journal of Econometrics 68, 79 – 113.
29. Pesaran, Shin and Smith (2001) Bounds Testing Approaches to the Analysis of
Level Relationships. Journal of Applied Econometrics 16, 289-326.
30. Reynolds, A. (2000) Monetary Policy by Trial and Error. In the Supply-side
Revolution: 20 year Later. Washington, DC: Joint Economic Committee
( 1.html).

31. Reynolds, A. (2001) The Fiscal-Monetary Policy Mix. Cato Journal 21 : 2.
32. Shapiro, M. D. and J. Watson (1988) Sources of Business Cycle Fluctuations.
Cowles Foundation Discussion Papers, Yale University, 870, May.
33. Taylor, J. (2000) Reassessing Discretionary Fiscal Policy. The Journal of
Economic Perspectives 21-36.




PHỤ LỤC

Phụ lục 1: kiểm định Levin, Lin và Chu (LLC)
Kiểm định của LLC đưa ra các giả thuyết sau:
H
0
: mỗi chuỗi thời gian chứa nghiệm đơn vị ( chuỗi thời gian chưa dừng).
H
1
: mỗi chuỗi thời gian là dừng.

Quá trình kiểm định được thực hiện như sau:

Bước 1: Chúng ta chạy Augmented Dicky-Fuller ( ADF) cho mỗi đại lượng chéo trong mô hình
















 





(1)

Bước 2: Chúng ta chạy hai hồi quy bổ trợ:
 

trên 

và 

để có được phần dư 

và
 

trên 


và 

để có được phần dư 


Bước 3: Chúng ta chuẩn hóa phần thừa bằng cách:




󰆽


(2)




󰆽


(3)
Với 󰆽


biểu thị sai số chuẩn của kỹ thuật ADF.

Bước 4: Chúng ta chạy hồi quy pooled OLS





 

(4)

Giả thuyết 0 là =0. Chú ý rằng độ lệch chuẩn của thống kê phải được điều chỉnh. Điều kiện cần
thiết cho kiểm định LLC là



/T0 trong khi những điều kiện đủ là 

0 và 

K. Trong
đó, 

là một hàm đơn điệu của đại lượng chéo N biến thời gian T. Theo tác giả, chỉ số thống kê thễ
hiện tốt khi N nằm trong khoảng từ 10 và 250 và T nằm giữa 5 và 250. Nếu T rất nhỏ thì kiểm định
sẽ cho ra kết quả có độ chính xác không cao. Một trog những điểm không thuận lợi của kiểm định là
nó quá dựa vào giả định những đại lượng độc lập. Ngoài ra, giả thuyết 0 cho rằng tất cả những đại
lượng chép đều có nghiệm đơn vị thì rất giới hạn. Nếu T rất lớn, Levin et al. (2002) đề nghị kiểm
định nghiệm đơn vị cá nhân. If N rất lớn hoặc T rất nhỏ thì quy trình dữ liệu bảng có thể được áp
dụng.
Phần mềm thống kê Stata cho phép thực hiện dễ dàng kiểm định nghiệm đơn vị với lệnh như sau:
Xtunittroot llc varname [if] [in] [,LLC options].


Phụ lục 2: Kiểm định Im, Pesaran và Shin (IPS)

Kiểm định IPS thì không giới hạn như kiểm định LLC bởi vì nó cho phép hệ số không đồng nhất.
Giả thuyết 0 thì cho rằng tất cả những hệ số đơn lẻ đều là quá trinh nghiệm đơn vị:
H
0
: 
i
=0, 
Giả thuyết thay thế cho phep một vài ( không phải) các hệ số đơn lẻ phải có nghiệm đơn vị:

H
1
:



 


 

 

Khi 


là thống kê t đơn lẻ cho kiểm định giả thuyết 0: 

=0 cho tất cả I, sau đ1o kiểm định dựa vào
kiểm định nghiệm đơn vị đơn lẻ trung bình 











. Nếu thồng kê này được chuẩn hóa, thì
nó có phân phối như sau N(0,1). Mô phỏng Monto Carlo cho rằng kết quả mẫu nhỏ của kiểm định
IPS thì tốt hơn kiểm định LLC. IPS yêu cNo table of contents entries found.ầu N/T0 khi
N. if hoặc N nhỏ hoặc nếu N có mối quan hệ lớn với T, thì cả hai kiểm định IPS và LLC đều
thể hiện sự biến dạng quy mô. Hơn nữa, kiểm định sẽ cho ra kết quả yếu nếu những điều kiện xác
định đã bao gồm những phần tích. Phần mềm Stata thực hiện lệnh như sau:
Xtunitroot ips varname [if] [in] [,IPS options].