Nguyên cứu Vì sao Tiền Mỹ Không Tạo Ra Sản lượng cho Nước Mỹ mà lại tạo ra sản lương cho Hongkong

BỘ GIÁO DỤC VÀ ĐÀO TẠO
TRƯỜNG ĐẠI HỌC KINH TẾ THÀNH PHỐ HỒ CHÍ MINH

VÌ SAO TIỀN MỸ KHÔNG TẠO RA SẢN LƯỢNG CHO
NƯỚC MỸ MÀ LẠI TẠO RA SẢN LƯỢNG CHO HONG
KONG?
Gabriel Rodríguez, Nicholas Rowe
Nhóm thực hiện: Nhóm 12
1. Nguyễn Văn Đạt
2. Trần Minh Quang
3. Phạm Thị Thu Thủy
4. Huỳnh Thị Phi Yến
Lớp: Cao học K23_TC05
Tháng 11 - 2014
I. Phần mở đầu
1.1 Giới thiệu nghiên cứu
Tiền tệ có tạo ra sản lượng thực hay không? Nếu Cục Dự trữ liên bang FED đột nhiên, một cách thất thường
mà không cảnh báo trước, cắt giảm cung tiền tệ khoảng 20%, thì hiệu ứng gì sẽ xảy ra? Gần như tất cả
những nhà kinh tế vĩ mô đều đồng ý rằng việc cắt giảm trong cung tiền có thể sẽ gây ra một sự sụt giảm
Nguyên cứu: Vì sao Tiền Mỹ Không Tạo Ra Sản lượng cho Nước Mỹ mà lại tạo ra sản lương cho Hongkong
trong nhu cầu chung, và sự sụt giảm trong nhu cầu này có thể sẽ gây ra sự suy giảm sản
lượng thực, ít nhất là trong ngắn hạn. Như Christiano và cộng sự (1999) lập luận rằng,
ngay cả những tài liệu vẫn chưa thống nhất về những giả thiết xác định những ảnh hưởng,
tác động của các cú sốc ngoại sinh đến chính sách tiền tệ. Có một sự đồng thuận lớn về
những tác động định tính của một cú sốc tiền tệ trong ý nghĩa rằng kết luận này vững
chắc qua một tập hợp lớn những chương trình/mô hình nhận diện mà sẽ được cân nhắc
trong tài liệu.
1.2 Lý do chọn đề tài
Bài nghiên cứu tìm hiểu tác động của các chính sách tiền tệ của FED đến các nền kinh tế
Mỹ và các nước sử dụng đồng USD, từ đó phân tích và đánh giá nhận định những tác
động này sẽ ảnh hưởng tích cực hoặc tiêu cực như thế nào đến nền kinh tế.

1.3 Mục tiêu nghiên cứu
Kiểm định tác động của chính sách tiền tệ đến sản lượng thực của Mỹ và Hong Kong.
Xác định mức độ ảnh hưởng của các nhân tố do chính sách tiền tệ ảnh hưởng cụ thế như
thế nào đến sản lượng
1.4 Các lý thuyết kinh tế và nghiên cứu có liên quan
Sự bất đồng ý kiến duy nhất đến từ 2 trường phái kinh tế vĩ mô. Một số nhà kinh tế vĩ mô
sau Keynesia đã lập luận rằng cung tiền không có ảnh hưởng gì đến đường cầu chung, và
sẽ không có ảnh hưởng gì đến sản lượng thực luôn. Những nhà kinh tế vĩ mô theo trường
phái cổ điển lại tranh luận rằng cung tiền có thể ảnh hưởng đến đường cầu chung, nhưng
giá cả và tiền lương linh hoạt và kết quả là đường cung thẳng đứng, có nghĩa là chỉ có
mức giá cả bị suy giảm, còn Sản lượng thực thì không thay đổi.
Mặc dù sự thống nhất rằng tiền tệ ảnh hưởng đến sản lượng, những bằng chứng kinh tế
học chứng minh cho điều này còn khá yếu và không thuyết phục. Những nguyên nhân cơ
bản cho điều này khá đơn giản. Thử nghiệm được minh họa ở trên không giống như
những gì đã xảy ra. Nó thường không giảm cung tiền chỉ 20% để theo thấy điều này gây
ra sự suy thoái kinh tế lớn như thế nào. Cho nên thử nghiệm này có thể kiểm định được
Nhóm 12 – Tài chính quốc tế 2
Nguyên cứu: Vì sao Tiền Mỹ Không Tạo Ra Sản lượng cho Nước Mỹ mà lại tạo ra sản lương cho Hongkong
liệu rằng tiền tệ có ảnh hưởng đến sản lượng hay chưa chưa bao giờ được thực hiện trong
thực tế. Nói cách khác, hồi quy OLS biến số sản lượng theo tiền tệ sẽ chỉ đưa ra những
ước tính không chệch nếu cung tiền tệ có phương sai dương và tiền tệ có tác động ngoại
sinh lên sản lượng không. Nhưng tiền tệ tác động ngoại sinh lên sản lượng có nghĩa là
FED lựa chọn chính sách tiền tệ mà không cân nhắc đến ảnh hưởng của chính sách này
có thể có đến sản lượng . FED sẽ không bao giờ chọn chính sách tiền tệ theo cách đó.
Như Christiano và cộng sự (1999) lập luận rằng, ngay cả những tài liệu vẫn chưa thống
nhất về những giả thiết xác định những ảnh hưởng, tác động của các cú sốc ngoại sinh
đến chính sách tiền tệ. Có một sự đồng thuận lớn về những tác động định tính của một cú
sốc tiền tệ trong ý nghĩa rằng kết luận này vững chắc qua một tập hợp lớn những chương
trình/mô hình nhận diện mà sẽ được cân nhắc trong tài liệu.
Nhiều nhà kinh tế nghĩ rằng một phần đáng kể trong sự thay đổi hành động, chính sách

của ngân hàng trung ương phản ánh sự phản hồi hệ thống của những nhà làm chính sách
đến sự thay đổi của nền kinh tế (Christiano và cộng sự, 1999). Những thành phần của hệ
thống này thường quen với những khái niệm của quy tắc phản hồi hoặc chức năng phản
ứng lại.
Giả sử có một phương trình cấu trúc cơ bản, được biến đến với FED, mức độ liên kết của
sản lượng y+1 với mức độ cung tiền m
t
, và những biến số khác, với độ trễ j kì trong tác
động của cung tiền lên sản lượng:
(1)
Ý tưởng của FED muốn sản lượng thực tăng trưởng ổn định theo tỷ lệ không đổi g. Sau
đó:
(2)
Nhóm 12 – Tài chính quốc tế 3
y
t+j
= F(m
t
, )
y*
t+j
= g
t+j
Nguyên cứu: Vì sao Tiền Mỹ Không Tạo Ra Sản lượng cho Nước Mỹ mà lại tạo ra sản lương cho Hongkong
Giả sử FED có hàm không đối xứng bậc 2, và cấu trúc của nền kinh tế là tuyến tính, FED
sẽ thiết lập cung tiền trong mỗi giai đoạn để mà kì vọng hợp lý về sản lượng trong giai
đoạn t+j, với điều kiện những thông tin có sẵn tại thời điểm t (It) bằng với mức lý tưởng:
(3)
Bởi vì những bất kì thay đổi nào cũng có thể bị tạo ra những kì vọng hợp lý và lỗi dự báo,
tại đó lỗi dự báo không tương quan với bất kì thông tin nào tại thời điểm t, chúng ta có:

(4)
Thay phương trình (2) và (3) vào phương trình (4) ta được :
(5)
Phương trình (5) cho thấy sản lượng sẽ bằng với thời gian theo xu hướng cộng với một
lỗi tự động mà lỗi này hoàn toàn không liên quan đến những thông tin có sẵn tại thời
điểm t. Có lẽ, cung tiền là một phần của bộ thông tin đó. Điều này có nghĩa là nếu FED
đang sử dụng chính sách tiền tệ làm mượt sản lượng thực, sản lượng sẽ không tương quan
với độ trễ của cung tiền (Rowe và Yetman, 2002). Mặc dù giả định về cung tiền ảnh
hưởng đến sản lượng với độ trễ j, những kiểm định kinh tế lượng mối quan hệ nhân quả
không tìm được bằng chứng gì về mối quan hệ nhân quả hết.
II. Nghiên cứu thực nghiệm
2.1 Dữ liệu nghiên cứu
Trong bài này tác giả đưa ra bằng chứng thực nghiệm về kiểm tra tính nhân quả.
Dữ liệu gồm vector z
t
kích thước (n x 1), gồm 3 chuỗi thời gian sử dụng trong phân
tích.
Nhóm 12 – Tài chính quốc tế 4
E(y
i+j
|It) = E[F(m
t
, …)|It) = Y*
t+j
yt+j = E(yt+j|It) + et+j
yt+j = gt+j + et+j
z
t
= (y
1t

+ y
2t
+ y
3t
)
Nguyên cứu: Vì sao Tiền Mỹ Không Tạo Ra Sản lượng cho Nước Mỹ mà lại tạo ra sản lương cho Hongkong
Với: y
1t
: là logarit sản lượng của Hongkong
y
2t
: là logarit sản lượng của Mỹ
y
3t
: là logarit cung tiền của Mỹ hoặc là lãi suất điều hòa vốn dự trữ bắt
buộc của FED.
Dữ liệu nghiên cứu trong giai đoạn từ quý 1 năm 1986 đến quý 4 năm 1999 (dữ liệu
nghiên cứu theo quý).
2.2 Mô hình nghiên cứu
Bài nghiên cứu tiến hành gồm 3 bước:
• Bước 1: Tác giả kiểm tra tính phù hợp của các chuỗi thời gian, sử dụng kiểm định
nghiệm đơn vị (ADF).
• Bước 2: Kiểm tra sự tồn tại của mối quan hệ đồng liên kết (kiểm định Johansen 1988).
• Bước 3 cũng là bước cuối: Ước lượng mô hình vector hiệu chỉnh sai số (VECM) và kiểm
định nhân quả Granger (theo Phillips và Toda (1994)).
Thực tế, cách thích hợp để kiểm định tính nhân quả phụ thuộc vào việc có tồn tại
hay không mối quan hệ đồng liên kết. Trong trường hợp có tồn tại mối quan hệ đồng liên
kết, chúng ta có thể kiểm tra tính nhân quả trong ngắn hạn bằng cách sử dụng kiểm định
F với mức ý nghĩa của độ trễ của sai phân bậc nhất của các biến có liên quan (trong
trường hợp này là các biến: ∆m

t-k
us
hoặc ∆R
t-k
us
với k=1,2,…,k*). Ngoài ra, chúng ta có
thể kiểm định tính nhân quả trong dài hạn bằng cách sử dụng kiểm định F với mức ý
nghĩa của biến điều chỉnh sai số. Tham khảo các nghiên cứu thực nghiệm của Hayo
(1999), Khalid và Guan (1999) và Wernerheim (2000).
Trong việc áp dụng kiểm định ADF, độ trễ được chọn sử dụng theo một trình tự như
phương pháp được đề nghị bởi Camphell và Perron (1991), gồm giả định ban đầu là độ
trể lớn nhất (k
max
) trong ước lượng tự hồi quy ADF, với mức ý nghĩa 90% của độ trễ cuối
cùng. Nếu không có mức ý nghĩa tìm thấy, việc hồi quy được lặp lại bằng cách sử dụng
độ trễ k
max
-1. Phương pháp được lặp lại cho đến khi mức ý nghĩa của độ trễ được tìm
thấy. Nếu không có mức ý nghĩa của độ trễ nào được tìm thấy thì k=0.
Nhóm 12 – Tài chính quốc tế 5
Nguyên cứu: Vì sao Tiền Mỹ Không Tạo Ra Sản lượng cho Nước Mỹ mà lại tạo ra sản lương cho Hongkong
Kết quả đưa ra bằng chứng rằng các chuỗi dữ liệu này là không có tính dừng. Nói
cách khác, các chuỗi có thể được xem xét như tiến trình I(1) (Một dãy số sau khi lấy sai
phân trở thành dãy số cân bằng được gọi là dãy số có độ tích hợp bậc 1 và ký hiệu là I(1).
Trong thực tế, bước thứ 2, tác giả chứng minh sự tồn tại của mối quan hệ đồng liên kết
giữa các biến.
Vector z
t
gồm n biến, được trình bày theo mô hình VAR(k):
z

t
= (6)
Với các giả định:
 là liên tục của i.i.d không ý nghĩa với ma trận hiệp phương sai Ω. Trong hầu hết các
trường hợp, sai số này được giả định theo phân phối chuẩn Gaussian, được ký hiệu
N(0,Ω).
 Biến D
t
chứa các thành phần có thể xác định, như hằng số, biến xu hướng thời gian, biến
giả theo mùa và biến giả can thiệp. Đây là mô hình được đề xuất bởi Johansen (1988,
1991, 1995) và được sử dụng rộng rãi trong các nghiên cứu thực nghiệm.
Mô hình ở phương trình (6) được chuyển thành mô hình Vector hiệu chỉnh sai số
(VECM):
∆ (7)
Với , = . Ma trận Γ= I -
Mối quan hệ đồng liên kết xảy ra tại dãy số có độ tích hợp bậc 1 (I(1)) (chuỗi dữ
liệu dừng tại I(1)) khi ma trận bị giảm hạng; r<n (số hạng của ma trận nhỏ hơn số biến
của phương trình) khi được biến đổi thành ma trận , α và β là cả hai ma trận full hạng với
số chiều là n x r; ma trận α chứa các hệ số điều chỉnh, ma trận β chứa các vector đồng
liên kết. Các vector này có tính chất đó là có tính dừng, mặc dù z
t
bản thân nó không có
tính dừng. Lưu ý rằng, có tồn tại các ma trận full hạng và với kích thước n x (n-r), nó
vuông góc với cả α và β, như = 0 và = 0, và hạng của (
Để kiểm tra hạng ma trận Johansen đã phát triển phương pháp kiểm tra đồng liên
kết hợp lý nhất sử dụng kỷ thuật hồi quy giảm hạng ma trận dựa trên tương quan chính
Nhóm 12 – Tài chính quốc tế 6
Nguyên cứu: Vì sao Tiền Mỹ Không Tạo Ra Sản lượng cho Nước Mỹ mà lại tạo ra sản lương cho Hongkong
tắc. Phương pháp thu được (n x 1) vector thặng dư và từ hồi quy phụ (hồi quy của và
trong sự liên tục và độ trễ ). Phần dư được sử dụng có (n x n) ma trận phần dư:

(8)
Với i ,j = 0,1. Bước tiếp theo là giải phương trình theo giá trị riêng.
(9)
Đưa ra giá trị riêng n và vector giá trị riêng phù hợp đồng thời cũng là vector đồng
liên kết. Một kiểm định hạng ma trận có thể được thực hiện bởi việc kiểm tra có bao
nhiêu giá trị riêng λ=1 (λ equals to unity). Có một thống kê số lượng kết quả các mối
quan hệ đồng liên kết là thống kê T, được xác định bởi:
Trace = - T ) (10)
Một thống kê hữu ích khác bằng cách kiểm tra mức ý nghĩa của các ước lượng
eigenvalues.
(11)
Trong kiểm định T, giả thuyết H
0
: r=0 (không có đồng liên kết) và giả thuyết nghịch
H
A
: r>0 (có đồng liên kết). Kiểm định giả thuyết thống kê là H
0
: r= trái với giả thuyết
nghịch là H
A
: r= +1 (. Theo thống kê theo Johansen (1995).
Các giá trị tới hạn trong các kiểm định được lập thành bảng bởi Osterwal – lenum
(1992). Tuy nhiên, phân phối tới hạn phụ thuộc vào việc xem xét thành phần xác định
trong phương trình 6. Và cũng phụ thuộc vào các thành phần xác định được đưa vào
trong mối quan hệ đồng liên kết. Tác giả xét hệ số chặn trong ước lượng của phương
trình 6. Trong quan hệ đồng liên kết tác giả xét 2 trường hợp . Trường hợp 1 chỉ gồm hệ
số chặn trong quan hệ dài hạn, trường hợp 2 gồm hệ số chặn và hệ số xu thế thời gian
trong cân bằng dài hạn. Trong bảng tác giả trình bày đặc điểm kỹ thuật 1 và đặc điểm kỹ
thuật 2.

Một vấn đề quan trọng khác, trong kiểm định của Johansen là kỹ thuật của độ trễ.
Nhiều ý kiến được đề xuất trong bài nghiên cứu này. Một đề nghị sử dụng tiêu chuẩn như
AIC hoặc SIC. Để đạt mục tiêu là phát hiện ra mối quan hệ nhân quả, tác giả đặc biệt
Nhóm 12 – Tài chính quốc tế 7
Nguyên cứu: Vì sao Tiền Mỹ Không Tạo Ra Sản lượng cho Nước Mỹ mà lại tạo ra sản lương cho Hongkong
quan tâm kỹ thuật độ trễ dài hạn hơn. Như vậy, tiêu chuẩn SIC không được xem xét, bởi
vì nó được biết đến như là một tiêu chuẩn chọn lựa một mô hình tiêu dung tiết kiệm
(parsimonious model). Sử dụng AIC, tác giả lựa chọn k=8, dẫn đến việc sử dụng k=7
trong kỹ thuật VECM.
Kết quả từ ứng dụng của Johansen được trình bày trong bảng 1a và 1b. Kết quả cho
thấy bằng chứng rõ ràng về mối quan hệ đồng liên kết. Nếu sử dụng lãi suất điều hòa vốn
dự trữ bắc buộc của FED như là một công cụ chính sách tiền tệ cho thấy một mối quan hệ
đồng liên kết trong kỹ thuật thứ nhất, và hai mối quan hệ đồng liên kết trong kỹ thuật thứ
2. Nếu sử dụng cung tiền U.S như là một công cụ tiền tệ cho thấy hai mối quan hệ đồng
liên kết trong kỹ thuật thứ 2.
Bảng 1a: Kiểm định đồng liên kết.
Chuỗi H
0
H
A
Kỹ thuật thứ 1 Kỹ thuật thứ 2
Chỉ có hệ số chặn Có hệ số chặn và xu hướng thời gian
y
t
hk
, y
t
us
, m
t

us
r= 0 r = 1 38.58
α
38.58
α
r = 1 r = 2 14.58
α
19.79
α
r = 2 r = 3 7.00
α
11.03
y
t
hk
, y
t
us
, R
t
us
r= 0 r = 1 29.46
α
32.74
α
r = 1 r = 2 13.53 28.47
α
r = 2 r = 3 1.02 8.95
Tuy nhiên, trong kỹ thuật thứ nhất tác giả tìm thấy r =3, dẫn đến mọi biến số có tính
dừng. Kết quả này có thể là hệ quả của kích cỡ mẫu nhỏ được sử dụng trong ứng dụng

thực tiễn. Thực tế có bằng chứng (Maddala và Kim, 1999 cho cuộc khảo sát) cho rằng
kích thước mẫu nhỏ có thể là nguyên nhân gây ra kết quả giả mạo (spurious rejection).
Một giải pháp được đề nghị cho vấn đề này (bảng 1a) là điều chỉnh giá trị thống kê tính
đến kích thước mẫu nhỏ. Tác giả chỉ xét một trường hợp r=3. Theo Reimers (1992), tác
Nhóm 12 – Tài chính quốc tế 8
Nguyên cứu: Vì sao Tiền Mỹ Không Tạo Ra Sản lượng cho Nước Mỹ mà lại tạo ra sản lương cho Hongkong
giả đã điều chỉnh kiểm định = (T-kn)/T, với T là tổng quan sát, k là số độ trễ, n là số biến
được sử dụng trong hệ thống. Với sự điều chỉnh này giá trị của là 21.70, 11.13 và 6.21.
Chỉ ra các vectors này có mức ý nghĩa 95%. Do đó, tác giả thực hiện với r=1.
Bước thứ 3 và bước cuối là ước lượng phương trình 6 để kiểm định mối quan hệ
nguyên nhân từ công cụ tiền tệ đến sản lượng. Sự cân bằng được ước đoán là:
∆y
i
t

= ∑
k
h=1
a
h
∆y
i
t-h
+ ∑
k
h=1
b
h
∆y
j

t-h
+ ∑
k
h=1
c
h
∆R
us
t-h
+ ∑
r
s=1
d
s
ect
s
t-1
+ α + γ
1
D
1t
+ γ
2
D
2t
+ γ
3
D
3t
+ e

t
(12)
∆y
i
t

= ∑
k
h=1
a
h
∆y
i
t-h
+ ∑
k
h=1
b
h
∆y
j
t-h
+ ∑
k
h=1
c
h
∆m
us
t-h

+ ∑
r
s=1
d
s
ect
s
t-1
+ α + γ
1
D
1t
+ γ
2
D
2t
+ γ
3
D
3t
+ e
t
(13)
Với i là Hongkong và j là US, ect
t-1
là biến điều chỉnh sai số (error correction term);
D
i
là biến giả theo mùa được định nghĩa là D
i

= 1, với i = quý 1,2,3. Phương trình (12),
(13) xem xét đến là mức độ lãi suất cho vay điều hòa dự trữ vốn bắt buộc tại các ngân
hàng thương mại do FED quy định (R
t
us
) và cung tiền của U.S ( như là công cụ tiền tệ.
Bảng 1b: Kiểm định đồng liên kết T
Chuỗi H
0
H
A
Kỹ thuật thứ 1 Kỹ thuật thứ 2
Chỉ có hệ số chặn
Có hệ số chặn và xu hướng thời
gian
y
t
hk
, y
t
us
, m
t
us
r= 0 r > 0 59.87
α
69.40
α
r 1 r > 1 21.29
α

30.82
b
r 2 r > 2 6.71
α
11.03
y
t
hk
, y
t
us
, R
t
us
r= 0 r > 0 44.27
α
70.18
α
r 1 r > 1 14.81 37.47
α
r 2 r > 2 1.02 8.95
Bảng 2a: Kiểm định nhân quả sử dụng R
us
t
như là một công cụ để đo lường chính
sách tiền tệ;
Nhóm 12 – Tài chính quốc tế 9
Nguyên cứu: Vì sao Tiền Mỹ Không Tạo Ra Sản lượng cho Nước Mỹ mà lại tạo ra sản lương cho Hongkong
Mô hình ba biến:
∆y

t
i
=
k
h=1
a
h
∆y
i
t-h
+
k
h=1
b
h
∆y
j
t-h
+
k
h=1
c
h
∆R
us
t-h
+
r
s=1
d

s
ect
s
t-1
+ α + γ
1
D
1t
+ γ
2
D
2t
+ γ
3
D
3t
+ e
t
Biến phụ
thuộc
Độ trễ
Kỹ thuật 1 Kỹ thuật 2
Chỉ có hệ số chặn
Có hệ số chặn và xu hướng thời
gian
C
h
= 0 C
h
= 0,d

s
= 0 C
h
= 0 C
h
= 0, d
s
= 0
∆y
t
hk
H=1,…,7 1.79 (0.14) 2.04 (0.09) 1.74 (0.15) 3.21 (0.01)
H=2,…,7 2.09 (0.09) 2.32 (0.06) 2.03 (0.10) 3.60 (0.01)
H=3,…,7 2.51 (0.16) 2.68 (0.04) 2.42 (0.07) 4.09 (0.00)
H=4,…,7 3.05 (0.04) 3.22 (0.02) 3.00 (0.04) 4.77 (0.00)
H=5,…,7 3.22 (0.04) 3.84 (0.02) 3.27 (0.04) 5.53 (0.00)
H=6,7 1.96 (0.16) 4.37 (0.01) 2.00 (0.16) 6.19 (0.00)
H=7 3.82 (0.06) 5.35 (0.01) 3.86 (0.06) 7.19 (0.00)
∆y
t
us
H=1,…,7 0.33 (0.91) 0.35 (0.94) 0.49 (0.83) 0.74 (0.66)
H=2,…,7 0.36 (0.88) 0.35 (0.92) 0.48 (0.81) 0.79 (0.61)
H=3,…,7 0.39 (0.88) 0.34 (0.90) 0.55 (0.74) 0.84 (0.56)
H=4,…,7 0.48 (0.78) 0.40 (0.84) 0.64 (0.64) 0.98 (0.46)
H=5,…,7 0.56 (0.67) 0.50 (0.74) 0.85 (0.48) 1.16 (0.36)
H=6,7 0.81 (0.48) 0.66 (0.58) 1.26 (0.30) 1.45 (0.25)
H=7 1.62 (0.25) 0.98 (0.39) 2.52 (0.13) 1.93 (0.15)
Bảng 2b: Kiểm định nhân quả sử dụng m
t

us
như là công cụ tiền tệ, mô hình 03 biến như
sau:
∆y
t
i
=
k
h=1
a
h
∆y
i
t-h
+
k
h=1
b
h
∆y
j
t-h
+
k
h=1
c
h
∆m
us
t-h

+
r
s=1
d
s
ect
s
t-1
+ α + γ
1
D
1t
+ γ
2
D
2t
+ γ
3
D
3t
+ e
t
Biến phụ
thuộc
Độ trễ
Kỹ thuật 1 Kỹ thuật 2
Chỉ có hệ số chặn
Có hệ số chặn và xu hướng thời
gian
C

h
= 0 C
h
= 0,d
s
= 0 C
h
= 0 C
h
= 0, d
s
= 0
Nhóm 12 – Tài chính quốc tế 10
Nguyên cứu: Vì sao Tiền Mỹ Không Tạo Ra Sản lượng cho Nước Mỹ mà lại tạo ra sản lương cho Hongkong
∆y
t
hk
H=1,…,7 2.19 (0.07) 2.86 (0.02) 2.40 (0.06) 4.24 (0.00)
H=2,…,7 2.13 (0.09) 3.23 (0.02) 2.03 (0.10) 4.73 (0.00)
H=3,…,7 2.49 (0.06) 3.72 (0.01) 2.42 (0.07) 5.34 (0.00)
H=4,…,7 3.10 (0.04) 4.21 (0.01) 2.96 (0.04) 5.95 (0.00)
H=5,…,7 0.74 (0.54) 3.85 (0.02) 1.00 (0.41) 5.66 (0.00)
H=6,7 1.09 (0.35) 4.06 (0.02) 1.40 (0.27) 6.01 (0.00)
H=7 1.52 (0.23) 5.40 (0.01) 2.11 (0.16) 7.41 (0.00)
∆y
t
us
H=1,…,7 0.67 (0.69) 0.59 (0.77) 0.72 (0.65) 0.83 (0.60)
H=2,…,7 0.75 (0.62) 0.64 (0.72) 0.78 (0.59) 0.90 (0.53)
H=3,…,7 0.89 (0.50) 0.75 (0.62) 0.93 (0.48) 1.03 (0.44)

H=4,…,7 0.96 (0.45) 0.79 (0.57) 0.93 (0.46) 1.10 (0.39)
H=5,…,7 1.28 (0.30) 0.97 (0.44) 1.18 (0.34) 1.32 (0.29)
H=6,7 0.34 (0.72) 0.42 (0.74) 0.31 (0.74) 0.94 (0.46)
H=7 0.12 (0.73) 0.07 (0.93) 0.11 (0.74) 0.86 (0.47)
Kết quả sử dụng công cụ tiền tệ lãi suất FED được trình bày ở Bảng 2a và ở Bảng
2b là kết quả của mô hình sử dụng công cụ cung tiền. Bài nghiên cứu đưa ra giá trị kiểm
định F (dùng p-value được thể hiện trong dấu ngoặc đơn), cả kỹ thuật 1 và kỹ thuật 2
được sử dụng để phân tích đồng liên kết. Nhìn chung, kết quả chính của bài nghiên cứu
này là rõ ràng, dù là lãi suất FED hay cung tiền được sử dụng như là công cụ tiền tệ. Có
bằng chứng rõ ràng ủng hộ giả thiết của bài nghiên cứu là chính sách tiền tệ của Mỹ tạo
ra sản lượng cho Hong Kong, không tạo sản lượng cho Mỹ. Khi kiểm định F bao gồm cả
việc hiệu chỉnh sai số, kết quả đưa ra bằng chứng thuyết phục phù hợp với quan hệ nhân
quả giữa chính sách tiền tệ của Mỹ tạo ra sản lượng cho Hong Kong trong dài hạn.
Tuy nhiên, cần lưu ý rằng, kết quả bài nghiên cứu đưa ra từ kiểm định nhân quả
Granger cần được cân nhắc bởi vì bài nghiên cứu này sử dụng kích thước mẫu nhỏ.
Phillips và Toda (1994) chỉ ra rằng, dựa vào mô phỏng của Monte Carlo, kết quả kiểm
định F rất khó có giá trị nếu kích cỡ mẫu nhỏ và khi có nhiều hơn 03 biến sử dụng trong
Nhóm 12 – Tài chính quốc tế 11
Nguyên cứu: Vì sao Tiền Mỹ Không Tạo Ra Sản lượng cho Nước Mỹ mà lại tạo ra sản lương cho Hongkong
mô hình. Để xét đến trường hợp này, bảng 3a và 3b thể hiện kết quả của mô hình chỉ có
02 biến. Điều này có nghĩa là khi kiểm định phương trình (12) và (13) cho Hong Kong thì
biến ∆y
t-h
us
(h=1,2,…,k) bị loại bỏ. Tương tự như vậy, khi ước lượng phương trình (12) và
(13) cho U.S thì biến ∆y
t-h
hk
(h=1,2,…,k) bị loại bỏ.
Bảng 3a:

∆y
t
i
=
k
h=1
a
h
∆y
i
t-h
+
k
h=1
c
h
∆R
us
t-h
+
r
s=1
d
s
ect
s
t-1
+ α + γ
1
D

1t
+ γ
2
D
2t
+ γ
3
D
3t
+ e
t
Biến phụ
thuộc
Độ trễ
Kỹ thuật 1 Kỹ thuật 2
Chỉ có hệ số chặn
Có hệ số chặn và xu hướng thời
gian
C
h
= 0 C
h
= 0,d
s
= 0 C
h
= 0 C
h
= 0, d
s

= 0
∆y
t
hk
H=1,…,7 2.20 (0.06) 2.81 (0.02) 0.68 (0.68) 1.05 (0.43)
H=2,…,7 5.55 (0.04) 3.12 (0.01) 0.67 (0.67) 1.12 (0.38)
H=3,…,7 2.96 (0.03) 3.27 (0.01) 0.69 (0.63) 1.05 (0.42)
H=4,…,7 3.38 (0.02) 3.87 (0.00) 0.69 (0.62) 1.19 (0.34)
H=5,…,7 3.56 (0.03) 4.74 (0.00) 0.69 (0.56) 1.37 (0.26)
H=6,7 4.34 (0.02) 6.21 (0.00) 0.45 (0.64) 1.65 (0.19)
H=7 8.46 (0.00) 8.65 (0.00) 0.61 (0.44) 1.88 (0.16)
∆y
t
us
H=1,…,7 0.64 (0.72) 0.66 (0.72) 1.27 (0.30) 1.13 (0.37)
H=2,…,7 0.69 (0.66) 0.65 (0.71) 1.44 (0.23) 1.17 (0.35)
H=3,…,7 0.72 (0.61) 0.74 (0.62) 1.66 (0.17) 1.31 (0.28)
H=4,…,7 0.85 (0.50) 0.77 (0.57) 1.97 (0.13) 1.43 (0.24)
H=5,…,7 0.98 (0.42) 0.92 (0.46) 2.55 (0.08) 1.67 (0.17)
H=6,7 1.26 (0.72) 1.18 (0.33) 3.74 (0.04) 2.05 (0.11)
H=7 2.49 (0.73) 1.59 (0.22) 6.95 (0.01) 2.66 (0.07)
Bảng 3b:
∆y
t
i
=
k
h=1
a
h

∆y
i
t-h
+
k
h=1
c
h
∆m
us
t-h
+
r
s=1
d
s
ect
s
t-1
+ α + γ
1
D
1t
+ γ
2
D
2t
+ γ
3
D

3t
+ e
t
Nhóm 12 – Tài chính quốc tế 12
Nguyên cứu: Vì sao Tiền Mỹ Không Tạo Ra Sản lượng cho Nước Mỹ mà lại tạo ra sản lương cho Hongkong
Biến phụ
thuộc
Độ trễ
Fist specification Second specification
Chỉ có hệ số chặn
Có hệ số chặn và xu hướng
thời gian
C
h
= 0 C
h
= 0,d
s
= 0 C
h
= 0 C
h
= 0, d
s
= 0
∆y
t
hk
H=1,…,7 1.11 (0.38) 1.92 (0.09) 1.66 (0.16) 2.54 (0.03)
H=2,…,7 1.185 (0.34) 2.2 (0.06) 1.53 (0.02) 2.86 (0.02)

H=3,…,7 1.42 (0.24) 2.45 (0.05) 1.76 (0.15) 3.16 (0.01)
H=4,…,7 1.77 (0.16) 2.72 (0.04) 2.18 (0.09) 3.48 (0.01)
H=5,…,7 1.62 (0.20) 3.27 (0.02) 2.18 (0.11) 4.05 (0.00)
H=6,7 1.36 (0.27) 4.33 (0.01) 1.69 (0.20) 5.04 (0.00)
H=7 2.26 (0.14) 5.48 (0.01) 2.76 (0.10) 5.95 (0.00)
∆y
t
us
H=1,…,7 0.59 (0.76) 0.54 (0.82) 0.61 (0.74) 0.73 (0.68)
H=2,…,7 0.62 (0.72) 0.53 (0.80) 0.62 (0.71) 0.74 (0.65)
H=3,…,7 0.69 (0.63) 0.59 (0.73) 0.7 (0.62) 0.83 (0.57)
H=4,…,7 0.71 (0.59) 0.57 (0.72) 0.62 (0.65) 0.84 (0.55)
H=5,…,7 0.93 (0.44) 0.70 (0.59) 0.83 (0.49) 1.00 (0.44)
H=6,7 0.07 (0.94) 0.11 (0.95) 0.25 (0.78) 0.61 (0.66)
H=7 0.01 (0.91) 0.05 (0.95) 0.22 (0.64) 0.74 (0.54)
Nhìn chung, kết quả đưa ra có kết luận tương tự như kết quả trước. Sử dụng kỹ
thuật 1, kiểm định nhân quả không phải Granger bị từ chối cho sản lượng thực của Hong
Kong (Bảng 3a). Khi biến hiệu chỉnh sai số được đưa vào kiểm định F, bằng chứng có
sức thuyết phục hơn và do đó, quan hệ nhân quả trong dài hạn được tuân theo. Khi sử
dụng kỹ thuật 2, bằng chứng là yếu hơn. Dựa vào kết quả cho sản lượng đầu ra của U.S
(bảng 3a), các bằng chứng cho thấy không phù hợp lắm của việc loại bỏ các giả thuyết
không có giá trị trong kiểm định nhân quả không phải của Granger.
Ở bảng 3b, việc sử dụng cung tiền như là công cụ tiền tệ càng khẳng định kết quả là
công cụ tiền tệ của Mỹ tạo ra sản lượng cho Hong Kong. Kết quả này đạt được khi kiểm
Nhóm 12 – Tài chính quốc tế 13
Nguyên cứu: Vì sao Tiền Mỹ Không Tạo Ra Sản lượng cho Nước Mỹ mà lại tạo ra sản lương cho Hongkong
định F bao gồm cả biến hiệu chỉnh sai số và kết quả độc lập với số yếu tố quyết định
được bao gồm trong quan hệ đồng liên kết (kỹ thuật 1 và 2).
Tổng kết lại, kết quả từ mô hình 02 biến khẳng định rằng, công cụ tiền tệ của Mỹ
tạo ra sản lượng cho Hong Kong nhưng không tạo ra sản lượng cho Mỹ. Đặc điểm cần

lưu ý, kết quả này được tuân theo rõ ràng hơn khi biến hiệu chỉnh sai số được đưa vào
kiểm định không nhân quả F.
Nếu các giá trị trong thống kê Johansen được điều chỉnh bằng cách sử dụng các
nguyên tắc của Reimers (1992), bài nghiên cứu này có bằng chứng cho việc r=1 chỉ trong
trường hợp đồng tiền Mỹ được sử dụng như là công cụ tiền tệ và dùng trong kỹ thuật 1.
Trong tất cả các trường hợp khác, quan hệ đồng liên kết không được nhận thấy.
Việc phân tích phương sai có thể được sử dụng để đo lường tầm quan trọng của một
cú shock trong việc giải thích lỗi phương sai (variance error). Bài nghiên cứu đưa ra các
kết quả trong trường hợp đồng tiền Mỹ được sử dụng như là công cụ tiền tệ trong kỹ
thuật 1. Lưu ý trong trường hợp r=1, kết quả được thể hiện trong bảng 4 và kết quả này
không nhạy cảm trong việc sử dụng các biến để ước lượng phương trình (6).
Bảng 4 cho thấy, lỗi phương sai của biến sản lượng Hong Kong được giải thích vào
cuối năm 3, khoảng 35.5% cho sản lượng Mỹ và 26.4% cho đồng tiền Mỹ. Ở cột h=24,
những giá trị này lần lượt là 43.6 và 17.6%. Khi lỗi phương sai của sản lượng Mỹ hoặc
đồng tiền Mỹ được phân tích, bài nghiên cứu thấy được bức tranh khác nhau: sản lượng
Nhóm 12 – Tài chính quốc tế 14
Nguyên cứu: Vì sao Tiền Mỹ Không Tạo Ra Sản lượng cho Nước Mỹ mà lại tạo ra sản lương cho Hongkong
của Hong Kong không có tác động ngắn hạn hay dài hạn lên sản lượng Mỹ. Nhưng quan
trọng hơn, đồng tiền Mỹ không thể giải thích lỗi phương sai cho sản lượng Mỹ. Kết quả
này là phù hợp với phân tích nhân quả của bài nghiên cứu.
III. Kết quả nghiên cứu
Bài viết này phân tích hai vấn đề liên quan đến việc sử dụng các số liệu thống kê
quan hệ nhân quả Granger trong việc kiểm tra ảnh hưởng của tiền vào hoạt động kinh tế.
Đầu tiên, nếu chính sách tiền tệ tác động lên nền kinh tế, tiền không thể chỉ ra được
nguyên nhân gây ra sản lượng Granger. Vấn đề này rõ ràng không phải là rất mới. Ngày
nay nó cũng được công nhận rằng tiền tệ phản ứng với các nền kinh tế thông qua chức
năng phản ứng; tham khảo Christiano et al. (1999). Thứ hai, đối với một nền kinh tế duy
trì tỷ giá hối đoái cố định với Mỹ, quan hệ nhân quả Granger cho rằng nền kinh tế sản
xuất nhỏ cho thấy hiệu quả thực sự của tiền. Vấn đề thứ hai này có thể được quan sát thấy
là có liên quan mật thiết đến vai trò của yếu tố tiền tệ trong thời kỳ Đại suy thoái. Trong

thực tế, ông Bernanke (1995) lập luận, cách các nước duy trì tỷ giá hối đoái với tiêu
chuẩn vàng xác định cách và tốc độ phục hồi từ cuộc Đại suy thoái. Điều mà một nền
kinh tế có chế độ tỷ giá cố định với nước khác hàm ý một sự hỗ trợ mạnh mẽ về vai trò
của yếu tố tiền tệ trong hoạt động kinh tế của nền kinh tế tỷ giá hối đoái cố định.
Bài viết này cho thấy chính sách tiền tệ của Mỹ không tạo nên sản lượng của Mỹ,
nhưng nó là nguyên nhân ảnh hưởng đến sản lượng của Hồng Kông. Để chứng minh điều
này, tác giả sử dụng các bài kiểm tra quan hệ nhân quả Granger trong bối cảnh cùng hội
nhập, như đã được đề xuất bởi Phillips và Toda (1994). Bởi vì kích thước mẫu được sử
dụng là rất nhỏ, kết quả của tác giả phải được giải thích một cách thận trọng. Tuy nhiên,
tất cả các kết quả đã được xác nhận phát hiện ra rằng các công cụ tiền tệ của Mỹ (lãi suất
FED hoặc cung tiền) ảnh hưởng đến sản lượng thực tế ở Hồng Kông nhưng không ảnh
hưởng đến sản lượng của Hoa Kỳ.
Làm thế nào mà chính sách tiền tệ của Mỹ không có tác dụng thực sự ở nước nhà,
nhưng có tác dụng thực sự lớn đối với quốc gia ở phía đối diện của thế giới? Câu trả lời
Nhóm 12 – Tài chính quốc tế 15
Nguyên cứu: Vì sao Tiền Mỹ Không Tạo Ra Sản lượng cho Nước Mỹ mà lại tạo ra sản lương cho Hongkong
của tác giả về nghịch lý này rất đơn giản. Chính sách tiền tệ của Mỹ được chọn để giải
quyết các vấn đề sản lượng của Mỹ và xu hướng lên xuống bất thường của sản lượng Mỹ
đại diện cho các lỗi dự báo của FED, mà phải theo những kỳ vọng hợp lý là trực giao với
thông tin của FED đặt ở độ trễ điều khiển, và các thông tin này bao gồm các công cụ tiền
tệ. Thử nghiệm Granger không bao giờ có thể cho thấy một sự thay đổi ngoại sinh trong
chính sách tiền tệ của Mỹ sẽ gây ra một sự thay đổi trong sản lượng, bởi vì chính sách
tiền tệ của Mỹ được lựa chọn đặc biệt để tránh làm thay đổi ngoại sinh đó. Nhưng điều
này không có nghĩa là chính sách tiền tệ của Mỹ là không thích hợp cho các biến thực.
Câu trả lời của tác giả là đơn giản, và tác giả tin rằng nó chính đáng. Không có giải
pháp nào khác hợp lý hơn. Nó không hợp lý để tranh luận, ví dụ rằng Hoa Kỳ có giá kết
hợp hoàn hảo và do đó tiền là trung lập ở Mỹ, trong khi Hong Kong có giá không linh
hoạt và do đó tiền không phải là trung lập ở Hồng Kông. Nếu câu trả lời của tác giả được
chấp nhận, điều này có nghĩa rằng tất cả các bài kiểm tra thực nghiệm trước đó cho
những tác động thực sự của chính sách tiền tệ là sai lầm, và chúng ồ ạt đánh giá thấp tầm

quan trọng của chính sách tiền tệ cho các biến thực. Thực tế khó để chỉ ra một bằng
chứng thực nghiệm là chính sách tiền tệ có tác dụng thực sự ở Mỹ hay chỉ ra sự không
thích hợp của chính sách tiền tệ. Thay vào đó, nó cho thấy rằng Cục Dự trữ Liên bang đã
không được quản lý chính sách tiền tệ để làm cho cung tiền biến động như thời tiết. Thật
vậy, một kết quả mạnh mẽ rằng tiền đã gây nên sản lượng Granger sẽ là cơ sở để đòi hỏi
sự từ chức của Chủ tịch Cục Dự trữ Liên bang.
Nhóm 12 – Tài chính quốc tế 16
Nguyên cứu: Vì sao Tiền Mỹ Không Tạo Ra Sản lượng cho Nước Mỹ mà lại tạo ra sản lương cho Hongkong
MỤC LỤC
Nhóm 12 – Tài chính quốc tế 17