intTypePromotion=1
zunia.vn Tuyển sinh 2024 dành cho Gen-Z zunia.vn zunia.vn
ADSENSE
 » 
 » 

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

Chia sẻ: Hgnvh Hgnvh | Ngày: | Loại File: PDF | Số trang:18

Thêm vào BST
Báo xấu
189
lượt xem 42
download
 
  Download Vui lòng tải xuống để xem tài liệu đầy đủ

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 nhằm trình bày cơ sở dữ liệu và phương pháp thực hiện, kiểm định nghiệm đơn vị trên số liệu dạng bảng, kiểm định đồng liên kết.

Chủ đề:

Bình luận(0) Đăng nhập để gửi bình luận!

Lưu

Nội dung Text: 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

  1. Phát triển kinh tế tại các nước Nam Á GVHD: PGS.TS Sử Đình Thành 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 Nhóm 6- NH Đêm 2-K22 Trang 1
  2. Phát triển kinh tế tại các nước Nam Á GVHD: PGS.TS Sử Đình Thành 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 Nhóm 6- NH Đêm 2-K22 Trang 2
  3. Phát triển kinh tế tại các nước Nam Á GVHD: PGS.TS Sử Đình Thành 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 Nhóm 6- NH Đêm 2-K22 Trang 1
  4. Phát triển kinh tế tại các nước Nam Á GVHD: PGS.TS Sử Đình Thành 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 tầ m 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 Nhóm 6- NH Đêm 2-K22 Trang 2
  5. Phát triển kinh tế tại các nước Nam Á GVHD: PGS.TS Sử Đình Thành 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 Nhóm 6- NH Đêm 2-K22 Trang 3
  6. Phát triển kinh tế tại các nước Nam Á GVHD: PGS.TS Sử Đình Thành 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. Nhóm 6- NH Đêm 2-K22 Trang 4
  7. Phát triển kinh tế tại các nước Nam Á GVHD: PGS.TS Sử Đình Thành 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 Nhóm 6- NH Đêm 2-K22 Trang 5
  8. Phát triển kinh tế tại các nước Nam Á GVHD: PGS.TS Sử Đình Thành 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 Nhóm 6- NH Đêm 2-K22 Trang 6
  9. Phát triển kinh tế tại các nước Nam Á GVHD: PGS.TS Sử Đình Thành 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 s ố 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 đ ịnh 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% Nhóm 6- NH Đêm 2-K22 Trang 7
  10. Phát triển kinh tế tại các nước Nam Á GVHD: PGS.TS Sử Đình Thành - Đối với Kiểm định Im, Pes aran 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 t iêu 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. Nhóm 6- NH Đêm 2-K22 Trang 8
  11. Phát triển kinh tế tại các nước Nam Á GVHD: PGS.TS Sử Đình Thành 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 mố i 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. Nhóm 6- NH Đêm 2-K22 Trang 9
  12. Phát triển kinh tế tại các nước Nam Á GVHD: PGS.TS Sử Đình Thành Ý nghĩa bảng 5 Kết quả hồi quy trong mô hình, R2 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 ECt – 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 Nhóm 6- NH Đêm 2-K22 Trang 10
  13. Phát triển kinh tế tại các nước Nam Á GVHD: PGS.TS Sử Đình Thành 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. Nhóm 6- NH Đêm 2-K22 Trang 11
  14. Phát triển kinh tế tại các nước Nam Á GVHD: PGS.TS Sử Đình Thành 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: Imp lications 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. Nhóm 6- NH Đêm 2-K22 Trang 12
  15. Phát triển kinh tế tại các nước Nam Á GVHD: PGS.TS Sử Đình Thành 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. Felds tein, M. (2001) Testimonybefore the House Committee on Ways and Means. Felds tein, M., (2002) The Role for Discretionary Fiscal Policy in a Low Interest Rate Environment. (NBER Working Paper No. 9203). Fried man, 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). Nhóm 6- NH Đêm 2-K22 Trang 13
  16. Phát triển kinh tế tại các nước Nam Á GVHD: PGS.TS Sử Đình Thành 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. Pes aran (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. Stro m 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 Co mmittee (http://www.senate. 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 Bus iness Cycle Fluctuations. Cowles. Foundation Discussion Papers, Yale University, 870, May. Taylor, J. (2000) Reas sessing Discretionary Fiscal Policy. The Journal of Economic Perspectives 21–36. Nhóm 6- NH Đêm 2-K22 Trang 14
  17. Phát triển kinh tế tại các nước Nam Á GVHD: PGS.TS Sử Đình Thành Nhóm 6- NH Đêm 2-K22 Trang 15
  18. Phát triển kinh tế tại các nước Nam Á GVHD: PGS.TS Sử Đình Thành Nhóm 6- NH Đêm 2-K22 Trang 16
ADSENSE

CÓ THỂ BẠN MUỐN DOWNLOAD

LV.26: Bộ 320 Luận Văn Thạc Sĩ Y Học
320 tài liệu
1248 lượt tải
THÔNG TIN
TRỢ GIÚP
HỖ TRỢ KHÁCH HÀNG
Theo dõi chúng tôi

Chịu trách nhiệm nội dung:

Nguyễn Công Hà - Giám đốc Công ty TNHH TÀI LIỆU TRỰC TUYẾN VI NA

LIÊN HỆ

Địa chỉ: P402, 54A Nơ Trang Long, Phường 14, Q.Bình Thạnh, TP.HCM

Hotline: 093 303 0098

Email: support@tailieu.vn

Giấy phép Mạng Xã Hội số: 670/GP-BTTTT cấp ngày 30/11/2015 Copyright © 2022-2032 TaiLieu.VN. All rights reserved.

 

Đồng bộ tài khoản
2=>2