Nhóm 1

K24_A307

BỘ GIÁO DỤC VÀ ĐÀO TẠO
TRƯỜNG ĐẠI HỌC KINH TẾ TP.HỒ CHÍ MINH

BÀI THUYẾT TRÌNH
MÔN TÀI CHÍNH QUỐC TẾ
ĐỀ TÀI: TẠI SAO CHÍNH SÁCH TIỀN TỆ CỦA MỸ
KHÔNG ẢNH HƯỞNG ĐẾN SẢN LƯỢNG CỦA MỸ MÀ
ẢNH HƯỞNG ĐẾN SẢN LƯỢNG CỦA HONG KONG
(WHY U.S MONEY DOES NOT CAUSE U.S OUTPUT
BUT DOES CAUSE HONG KONG OUTPUT)

Giảng viên hướng dẫn : GS-TS. Trần Ngọc Thơ
Sinh viên thực hiện: Nhóm 1 K24_GĐ A307

1


Nhóm 1

K24_A307

MỤC LỤC
I. Giới thiệu ........................................................................................................................ 2
1. Lý do nghiên cứu ............................................................................................................. 2
2. Mục tiêu nghiên cứu ........................................................................................................ 2
3. Tính mới của đề tài nghiên cứu ....................................................................................... 3
II. Các lý thuyết có liên quan ............................................................................................ 3

1. Lý thuyết nền tảng ........................................................................................................... 3
2. Các nghiên cứu có liên quan............................................................................................ 3
3. Mô hình định lượng trong dài hạn ................................................................................... 5
4. Lý do chọn Hong Kong làm quốc gia nghiên cứu........................................................... 6
III. Phương pháp nghiên cứu ........................................................................................... 7
1. Dữ liệu nghiên cứu .......................................................................................................... 7
2. Mô hình nghiên cứu ......................................................................................................... 7
IV. Mô hình ứng dụng tại Việt nam ............................................................................... 16
V. Kết luận........................................................................................................................ 18

2


Nhóm 1

K24_A307

I. Giới thiệu
1. Lý do nghiên cứu
Chính sách tiền tệ là chính sách điều hành toàn bộ khối lượng tiền tệ trong nền kinh
tế quốc dân nhằm tác động đền bốn mục tiêu lớn của kinh tế vĩ mô, trên cơ sở đó đạt
mục tiêu cơ bản là ổn định tiền tệ, giữ vững sức mua của đồng tiền, ổn định giá cả
hàng hóa. Chính sách tiền tệ là công cụ cơ bản điều hành kinh tế vĩ mô của tất cả các
quốc gia trên thế giới. Hầu hết các nhà kinh tế đều đồng ý quan điểm rằng việc cắt
giảm cung tiền sẽ gây sự sụt giảm tổng cầu, và tổng cầu sụt giảm có thể sẽ gây ra sự
sụt giảm sản lượng thực, ít nhất là trong ngắn hạn.
Mặc dù có sự thống nhất trong quan điểm trên, nhưng những bằng chứng kinh tế
học chứng minh điều này còn khá yếu và không thuyết phục. Lý do là trên thực tế, Cục
Dữ Trữ Liên Bang (FED) không sẵn sàng thực hiện một cuộc thí nghiệm để kiếm
chứng xem liệu sự sụt giảm tác động như thế nào đến sản lượng thực.

Kết quả của bài nghiên cứu sau đây cho thấy rằng chính sách tiền tệ của Mỹ không
có mối quan hệ nhân quả đối với sản lượng Mỹ, tuy nhiên với các quốc gia khác thì
diễn biến lại hoàn toàn khác. Cụ thể là Hong Kong, quốc gia có chính sách neo tỷ giá
với đồng Đô la Mỹ. Khi thực hiện chính sách neo tỷ giá, chính sách tiền tệ Hong Kong
được xem như phụ thuộc vào Mỹ, hay nói cách khác chính sách tiền tệ của nước này
được thiết lập ở Washington D.C. Và một điều tất yếu rằng những chính sách được
đưa ra tại Mỹ không hề có chủ ý sẽ tác động đến sản lượng Hong Kong. Tuy nhiên, kết
quả nghiên cứu thực nghiệm trong bài báo cáo của Gabriel Rodrı ́guez và Nicholas
Rowe (2007) lại cho thấy bằng chứng về mối quan hệ nhân quả giữa chính sách tiền tệ
Mỹ và sản lượng của Hong Kong. Sau đây, chúng ta sẽ cùng tìm hiểu thông qua việc
phân tích và đánh giá kết quả nghiên cứu thực nghiệm của bài báo cáo.
2. Mục tiêu nghiên cứu
Kiểm định tác động của chính sách tiền tệ Mỹ đối với sản lượng đầu ra của Mỹ và
sản lượng đầu ra của Hong Kong. Từ đó giải thích mối quan hệ nhân quả giữa chính
sách tiền tệ của Mỹ và sản lượng thực của các quốc gia có chính sách neo tỷ giá với
đồng dollar Mỹ, đơn cử là Hong Kong.
3. Tính mới của đề tài
3


Nhóm 1

K24_A307

Trên thực tế, không có chính phủ quốc gia nào mạo hiểm tăng hoặc giảm cung
tiền để kiểm định mức độ tác động của nó đến sản lượng nền kinh tế.
Mặc dù có nhiều nghiên cứu, tuy nhiên bằng chứng kinh tế lượng hỗ trợ là rất yếu
hoặc không thuyết phục.
Tác giả bài báo cáo đã thực hiện một cuộc kiểm tra thực nghiệm nhằm kiểm định
mối quan hệ nhân quả giữa chính sách tiền tệ và sản lượng thực thông qua số liệu của

Hong Kong.

II. Lý thuyết nền tảng và các nghiên cứu liên quan
1. Lý thuyết nền tảng
Như lập luận của Christiano và cộng sự (1999), ngay cả khi các các nghiên cứu
trước chưa đồng nhất về một tập hợp các giả định cho việc xác định những tác động
của cú sốc ngoại sinh từ chính sách tiền tệ, có sự tán thành đáng kể về ảnh hưởng định
tính của một cú sốc chính sách tiền tệ trong sự nhận thức rằng suy luận là chặt chẽ trên
một tập hợp lớn các mô hình đã được xem xét trong các nghiên cứu trước. Sự bất đồng
chỉ đến từ hai trường phái phổ biến của kinh tế vĩ mô.
Trường phái kinh tế vĩ mô Keynes lập luận rằng cung tiền không ảnh hưởng
đến tổng cầu, và do đó sẽ không ảnh hưởng đến sản lượng thực.
Một số nhà kinh tế học vĩ mô cổ điển lại cho rằng cung tiền có thể ảnh hưởng
đến tổng cầu, nhưng giá cả và tiền lương hoàn toàn linh hoạt, và đường cung là đường
thẳng đứng, có nghĩa là chỉ có mức giá sẽ giảm và sản lượng thực thì không thay đổi.
Mặc dù có sự tán đồng chung rằng cung tiền tác động đến sản lượng, song các bằng
chứng kinh tế lượng hỗ trợ là yếu hoặc không thuyết phục.
2. Các nghiên cứu liên quan
Về mối quan hệ nhân quả kinh tế của tiền lên sản lượng đã có nhiều công trình
nghiên cứu bác bỏ cũng như ủng hộ quan điểm này.
Nghiên cứu của Willem Hendrik Buiter, 1984, “Granger-Causality and Policy
Ineffectiveness: A Rejoinder”. Bài nghiên cứu chỉ ra một chính sách tối ưu hóa, sử
dụng tiền tệ để tác động đến sản lượng, các dữ liệu đã không cho thấy mối quan hệ
nhân quả Granger của tác động từ tiền lên sản lượng.
Nghiên cứu của

Ben S. Bernanke, 1994, “The Macroeconomics of the Great

Depression: A Comparative Approach”. Mặc dù có nhiều yếu nhưng trong nghiên cứu
này chỉ tập trung nghiên cứu của một cú sốc trong chính sách tiền tệ lên tổng cầu quốc

4


Nhóm 1

K24_A307

gia nhằm tìm hiểu nguyên nhân cuộc đại suy thoái Mỹ. Về phía tổng cầu của nền kinh
tế, phân tích so sánh đã củng cố đáng kể trường hợp thực nghiệm của chính sách tiền
tệ như là một động lực chính của cuộc suy thoái. một khả năng thú vị được đề xuất bởi
phân tích này là sự sụp đổ tiền tệ trên toàn thế giới đã bắt đầu vào năm 1931 có thể
được hiểu như là một bước nhảy từ một trạng thái cân bằng Nash tới những cái khác.
Về phía tổng cung, các nghiên cứu thực nghiệm so sánh cung cấp hỗ trợ cho cả cuộc
khủng hoảng tài chính gây ra và tiền lương danh nghĩa như cơ chế mà những cú sốc
danh nghĩa có tác dụng thực sự. Điều vẫn chưa được giải quyết là tại sao tiền lương
danh nghĩa không điều chỉnh nhanh hơn khi đối mặt với tình trạng thất nghiệp hàng
loạt.
Nghiên cứu của Lawrence J. Christiano, Martin Eichenbaum, Charles L. Evans,
1998, “Monetary Policy Shocks: What Have We Learned and to What End?” Bài
nghiên cứu tập trung trả lời câu hỏi: Điều gì sẽ xảy ra đối với chính sách tiền tệ sau
một cú sốc ngoại sinh? Câu hỏi này là trung tâm để đánh giá tính hợp lý thực nghiệm
của mô hình cơ cấu kinh tế được dùng cho phân tích sự thay đổi có hệ thống các luật lệ
và các định chế chính sách tiền tệ. Bài viết vẫn chưa hội đủ những tập hợp các giả
định để xác định ảnh hưởng của một cú sốc ngoại sinh đối với một chính sách tiền tệ.
Tuy nhiên đạt được sự đồng thuận cao về ảnh hưởng của chính sách tiền tệ trong một
tập hợp các mô hình được đưa ra trong bài viết.
Nghiên cứu của Nicholas Rowe and James Yetman, 2002,” Identifying a
Policymaker's Target: An Application to the Bank of Canada”. Mục tiêu nghiên cứu là
tìm hiểu biến kinh tế nào là mục tiêu mà các nhà hoạch định chính sách tiền tệ của
ngân hàng Canada hướng tới đồng thời tác động của nó theo thời gian là như thế nào.

Ví dụ nếu như nhà hoạch định chính sách Canada sử dụng lãi suất như là công cụ thực
hiện tỷ lệ lạm phát mục tiêu 2% và có một độ trễ 8 quý trong ảnh hưởng của lãi suất
đối với lạm phát. Và độ lệch của lạm phát của lạm phát so với mức bố từ Ngân hàng
Canada với độ trễ là 8 quý. Điều này có nghĩa rằng việc xem xét các quan hệ nhân quả
thực nghiệm của chính sách tiền tệ đối với lạm phát có thể rất sai lầm.
Nghiên cứu của Harald Uhlig, 2005, “What are the effects of monetary policy on
output? Results from an agnostic identification procedure”. Nghiên cứu này được thực
hiện tại Đức đề xuất để đánh giá tác động của các cú sốc chính sách tiền tệ bằng một
phương pháp bất khả tri mới, áp đặt các phản hồi trên những phản hồi về giá, dự trữ
5


Nhóm 1

K24_A307

không bắt buộc, lãi suất quỹ liên bang để phản ứng lại một cú sốc tiền tệ. Không có
giới hạn được ấn đinh trong việc trả lời câu hỏi của GDP thực trong bài nghiên cứu
này. Tác giả nhận thấy việc thắt chặt trong chính sách tiền tệ thì không có tác dụng rõ
ràng lên GDP thực thậm chí trong tình huống giá cả cũng có sự dịch chuyển dần dần
để đáp ứng cú sốc tiền tệ. Tính trung lập của các cú sốc chính sách tiền tệ thì không
phù hợp với dữ liệu.
3. Mô hình định lượng trong dài hạn.
Giả định rằng có một phương trình cơ bản mà Fed tin cho thấy sự liên kết giữa
mức sản lượng thực cung tiền cơ bản yt+j với mức cung tiền mt và một số biến số khác
với một độ trễ j trong ành hưởng của tiền lên sản lượng
yt+j = F(mt, ….)

(1)


yt+j : là biến mức độ sản lượng thực tế
mt : là biến cung tiền
J : là độ trễ chu kỳ của tác động chính sách tiền tệ với sản lượng đầu ra
Fed mong muốn một cách lý tưởng rằng sản lượng thực tăng tại một tỷ lệ không đổi g
có thể chứng minh được. Là: y*t+j = gt+j

(2)

Giả sử rằng Fed có một hàm hạ bậc hai và cấu trúc của nền kinh tế là tuyến tính, Fed
sẽ thiết lập một khoảng cung tiền tại mỗi giai đoạn để cho kỳ vọng của sản lượng thực
tại thời điểm t+j bằng với mức lý tưởng, tùy thuộc vào tất cả thông tin có sẵn tại thời
điểm t (It):
E(yi+j/It) = E[F(mt,…./It] = y*t+j

(3)

Bởi vì bất kỳ biến số nào có thể tách thành một kỳ vọng hợp lý và một sai số dự báo,
mà sai số dự báo phải không tương quan với bất kỳ thông tin nào tại thời điểm t.
yt+ j = E(yi+j|It)+ et+j

(4)

Thay từ (2), (3) vào (4) ta có:
yt+ j = gt+j + et+j

(5)

Phương trình (5) nói rằng sản lượng sẽ bằng với xu hướng thời gian cộng với một sai
số ngẫu nhiên mà tổng cộng sự không tương quan với bất kỳ thông tin có giá trị tại
thời điểm t. Có thể suy luận, cung tiền là một bộ phận của bộ thông tin đó.

Điều này có nghĩa rằng quỹ Dự Trữ Liên Bang dùng chính sách tiền tệ để điều hành
sản lượng thực, sản lượng sẽ không tương quan một cách cần thiết với sự chậm trễ của
cung tiền. Cũng có thể thấy Rowe and Yetman (2002). Mặc dù vì tiền giả định gây ra
6


Nhóm 1

K24_A307

sản lượng, với một độ trễ khoảng J, bất kỳ sự kiểm định nhân quả nào cũng không tìm
bằng chứng có quan hệ nhân quả.
Để hiểu kết quả này tốt hơn, chúng ta thử coi tình huống nào mà Quỹ Dự Trữ Liên
Bang sẽ chọn để cắt giảm cung tiền khoảng 20%. Có 2 khả năng xảy ra :
Fed sẽ làm điều này chỉ khi nghiên cứu một vài thông tin (về một trong những biến số
khác trong phương trình cấu trúc F , ví dụ như cắt giảm thuế quan trọng) sẽ dẫn đến kỳ
vọng tăng lớn trong sản lượng nếu giữ cung tiền không đổi.
Nếu Fed dự báo một cách chính xác, cung tiền sẽ giảm 20% nhưng khuynh hướng là
sản lượng sẽ tiếp tục tăng. Chỉ có sự dao động trong sản lượng là kết quả sai số dự báo
của Fed, do đó nó phải không liên quan tới bất cứ gì mà Fed biết tại thời điểm mà
chính sách tiền tệ có thể tác động lên sản lượng.
4. Lý do chọn Hong Kong làm quốc gia nghiên cứu :
Để có kết quả là tiền có tạo nên sản lượng hay không chúng ta phải tìm bộ dữ liệu
nơi mà cơ quan quản lý tiền tệ điều chỉnh chính sách tiền tệ mà không quan tâm tới
ảnh hưởng của nó lên sản lượng. Hong Kong cung cấp bộ dữ liệu này. Trong nhiều
năm Hong Kong giữ tỷ giá với USD cố định 5%. Vì Hong Kong có mối quan hệ nhỏ
với Mỹ nên cục Dữ trữ liên bang không đảm nhận trách nhiệm giữ tỷ giá cố định,
Chính sách tiền tệ của Hong Kong được thiết lập một cách hiệu quả tại Washington
DC. Ngụ ý chính sách tiền tệ của Mỹ sẽ tác động tới chính sách tiền tệ của Hong
Kong.

Nếu cổ phiếu của nền kinh tế Mỹ và Hong Kong liên hệ với nhau một cách không
hoàn hảo, nếu Fed tiến hành chính sách tiền tệ để điều hành sản lượng ở Mỹ nhưng
không quan tâm tới sản lượng của Hong Kong thì có nghĩa là chính sách tiền tệ này ít
nhất nó là một phần ngoại sinh với chính sách tiền tệ của Hong Kong.
Giả định rằng : Fed nhìn thấy cú sốc tích cực (Kỳ vọng gia tăng sản lượng) vào kinh tế
Mỹ. Fed sẽ cắt giảm cung tiền đề ngược chiều gió giảm bớt cú sốc tránh đưa nền kinh
tế vào tăng trưởng nóng. Nếu dự báo là đúng thì sản lượng Mỹ tiếp tục tăng bình
thường trong khi nền kinh tế Hong Kong thì chịu ảnh hưởng của việc cắt giảm cung
tiền. Nếu không có cú sốc tương tự vào nền kinh tế Hong Kong sẽ suy thoái.
Nếu Fed dự đoán một cú sốc tiêu cực trong kinh tế Mỹ, nó sẽ tăng cung tiền giảm lãi
suất. Không có sự thay đổi trong sản lượng đầu ra Mỹ là có thể nhìn thấy rõ nhưng

7


Nhóm 1

K24_A307

kinh tế Hong Kong thì hứng chịu hậu quả. Có thể làm cho nền kinh tế Hong Kong rơi
vào tăng trưởng nóng.
Trong những điều khoản thực tế, tình huống được quan sát tại Hong Kong cũng tương
đương như tình huống được quan sát trong Đại suy thoái nơi mà nhiều quốc gia đang
làm việc dưới chế độ bản vị vàng. Thực tế, một vài tài liệu về Đại suy thoái cho thấy
nhiều bằng chứng liên quan đến vai trò của nhân tố tiền tệ trong suốt thời gian này;
như Bernanke (1995). Theo như ông ta, “cú sốc được truyền tới toàn thế giới là qua sự
hiệu lực của Bản vị vàng”; cũng như Choudhri và Kochin (1980), Eichengreen (1984),
và Halminton (1988) trong nhiều cái khác.
Thực tế những nghiên cứu chế độ Bản vị vàng cho phép những nhà kinh tế
khẳng định tương đối tự tin rằng nhân tố tiền tệ thể hiện một vai trò quan trọng, trong

suy thoái kinh tế thế giới cả giá cả và sản lượng và sự phục hồi sau cùng. Bằng chứng
cho thấy những quốc gia rời khỏi Bản vị vàng phục hồi từ suy thoái nhanh hơn những
quốc gia còn ở lại. Không quốc gia nào thể hiện sự hồi phục đáng kể trong khi vẫn ở
trong chế độ Bản vị vàng. Sự phụ thuộc mạnh mẽ của tốc độ phục hồi vào việc lựa
chọn chế độ tỷ giá là bằng chứng quan trọng chứng minh tầm quan trọng của nhân tố
tiền tệ.

III. Phương pháp nghiên cứu
1. Dữ liệu nghiên cứu :
Dữ liệu của chúng ta bao gồm Vecto Zt của kích cỡ n x 1 mà nó bao gồm 3 chuỗi
thời gian dùng trong phân tích kết quả. Đó là, zt = (y1t, y2t, y3t)t trong đó y1t cho thấy
hàm logarit của sản lượng Hong Kong (ythk) ; y2t cho thấy hàm logarit của sản lượng
Mỹ (ytus) và y3t cho thấy hàm logarit của cung tiền Mỹ(mtus), hoặc là lãi suất Cục dữ
trữ liên bang Mỹ công bố (Rtus). Dữ liệu hàng quý và từ quý 1 năm 1986 đến quý 4
năm 1999.
2. Mô hình nghiên cứu :
Quá trình kiểm định gồm 3 bước. Trong bước đầu tiên kiểm định tính phù hợp của
các chuỗi thời gian; sử dụng phương pháp kiểm định nghiệm đơn vị Dickey Filler
(ADF) theo (Dickey và Filler 1979; Said và Dickey 1984). Bước thứ hai kiểm định sự
tồn tại của mối quan hệ đồng liên kết dùng quy trình Johansen (Johansen 1988). Trong
bước thứ ba và là bước cuối cùng, chúng tôi ước lượng mô hình hiệu chỉnh sai số
8


Nhóm 1

K24_A307

vectơ (VECM) và kiểm định quan hệ nhân quả Granger theo đề xuất của Phillip và
Toda (1994).

a/ Kiểm định ADF
Trong thực tế, cách thích hợp để kiểm tra quan hệ nhân quả phụ thuộc vào việc có
tồn tại hay không mối quan hệ hợp nhất. Khi có sự mối quan hệ hợp nhất, chúng ta có
thể kiểm chứng quan hệ nhân quả trong ngắn hạn bằng cách sử dụng F-test về sự khác
biệt đâu tiên bị trễ của các biến số liên quan. Chúng ta cũng có thể kiểm nghiệm quan
hệ nhân quả trong dài hạn bằng cách thực hiện F-test về thời hạn chỉnh sửa sai số. Một
số tài liệu tham khảo thực nghiệm là Hayo (1999), Khalid and Guan (1999), và
Wernerheim (2000).
Trong kiểm định ADF, chiều dài độ trễ được chọn bằng cách sử dụng thủ tục tuần
tự, được đề xuất bởi Campbell and Perron (1991), trong đó bao gồm giả định ban đầu
về độ trễ cực đại trong dự toán của ADF hồi quy và kiểm nghiệm ý nghĩa của độ trễ
cực đại. Nếu không phát hiện ý nghĩa nào, các số liệu thống kê được dự toán lại bằng
cách sử dụng độ trễ kmax=1. Quy trình được lặp lại cho đến khi có một độ trễ có ý
nghĩa được tìm thấy. Nếu không, giá trị k=0 được chọn.
Kết quả cho thấy bằng chứng các chuỗi dữ liệu này không có tính dừng. Nói cách
khác, tất cả các chuỗi được đánh giá như quy trình I (1). Từ thực tế này, bước thứ hai
tác giả tiến hành kiểm định mối quan hệ đồng liên kết giữa hệ thống các biến số.
b/ Kiểm định mối quan hệ đồng liên kết
Vector zt chứa n biến số, được thể hiện bằng mô hình VAR(k):
=

+

Với giả định rằng

+

(6)

là một chuỗi i.i.d không có nghĩa với ma trận hiệp phương sai


Ω. Trong hầu hết trường hợp, sai số này được giả định theo phân phối chuẩn Gaussian,
được ký hiệu bởi
Biến

N (0,Ω).

chứa các thành phần có thể xác định của quy trình, chẳng hạn như một

hằng số, biến xu hướng thời gian, biến giả theo mùa và biến giả can thiệp. Mô hình
này được Johansen đề xuất (1988, 1991, 1995) và được sử dụng rộng rãi trong các
ứng dụng thực nghiệm.
Công thức (6) được chuyển thành mô hình Vector hiệu chỉnh sai số (VECM):
=
Với

+
=- +

+
;

=

+

(7)
. Chú ý rằng ma trận

=

9


Nhóm 1

K24_A307

Mối quan hệ đồng liên kết xảy ra tại dãy số có độ tích hợp bậc
trận

giảm hạng ; r < n khi ma trận

biến đổi thành ma trận

ma trận chưa rút gọn có kích thước n x r. Ma trận
trận

xảy ra khi ma

=

,

và

chứa các hệ số điều chỉnh và ma

chứa các vector đồng liên kết. Các vector này có thuộc tính là

dừng, mặc dù


có tính

là không có tính dừng. Lưu ý rằng có tồn tại các ma trận đủ hạng

có kích thước n x (n-r) vuông góc với ma trận

và

là hai

và hạng của ma trận (

và

. Ta có

= 0;

, ) = n.

Để kiểm tra hạng của ma trận

Johansen (1988, 1995) đã phát triển các phương

pháp kiểm tra đồng liên kết bằng cách sử dụng kỹ thuật hồi quy rút gọn dựa trên
những mối tương quan chuẩn. Phương pháp thu được vector kích thước n x 1 với
phần dư, từ hồi quy phụ trợ (hồi quy của

và

…

và

liên tục và

có độ trễ. Phần dư được sử dụng có (n x n) ma trận phần dư:

=(1/T)

(8)

Với i, j = 0,1. Bước tiếp theo là giải phương trình :
|

-

| =0

(9)

Công thức này chỉ ra các giá trị

và các giá trị phù hợp từ

, cũng là các vector đồng liên kết. Việc kiểm định hạng của ma trận
hiện bằng cách kiểm tra có bao nhiêu giá trị

đến


có thể thực

=1. Một số liệu thống kê cho kết quả các

mối quan hệ đồng liên kết là Trace, được xác định bởi công thức sau :
=-

log(1-

)

(10)

Một số liệu khác cũng được đưa ra bằng cách kiểm tra ý nghĩa của các giá trị đặc
trưng ước lượng :
= -T log(1- )
Trong Trace, giả thuyết là H0 : r=0 (không có đồng liên kết) ngược lại với giả
thuyết HA : r > 0 (có đồng liên kết). Kiểm định giả thuyết thống kê
thuyết H0 : r =

trái với giả thuyết H1 : r =

+1, trong đó

với giả

= 0,1…,n-1.

Các giá trị tới hạn của những kiểm tra này được lập thành bảng bởi OsterwaldLenum (1992). Tuy nhiên, sự phân chia giới hạn phụ thuộc vào hệ thống các thành
phần xác định trong công thức (6)(6), và cũng phụ thuộc vào các thành phần xác định

được đưa vào trong mối quan hệ đồng liên kết.
Đối với quan hệ đồng liên kết, tác giả xem xét hai trường hợp. Trường hợp thứ nhất
chỉ bao gồm hệ số chặn trong quan hệ dài hạn. Trường hợp thứ hai bao gồm hệ số chặn

10


Nhóm 1

K24_A307

và biến xu hướng thời gian trong cân bằng dài hạn. Trong bảng bên dưới, ta tham khảo
phương pháp kỹ thuật thứ 1 và phương pháp kỹ thuật thứ 2.
Bảng 1a: Kiểm định
Chuỗi

ythk, ytus, mtus
ythk, ytus, Rtus

đồng liên kết.
Bản thống kê thứ 1

Bản thống kê thứ 2

Hệ số chặn

Hệ số chặn và biến

r=1


38.58α

xu hướng
α

r=1

r=2

14.58α

19.79α

r=2

r=3

7.00α

11.03

r= 0

r=1

29.46α

32.74α

r=1


r=2

13.53

28.47α

r=2

r=3

1.02

8.95

H0

HA

r= 0

38.58

Một vấn đề quan trọng khác trong ứng dụng thực nghiệm của Johansen là chiều dài
độ trễ. Có nhiều đề xuất được đưa ra trong bài nghiên cứu này. Đề xuất thứ nhất là sử
dụng tiêu chuẩn như AIC hoặc SIC

. Để đạt mục tiêu là phát hiện ra mối quan hệ

(7)


nhân quả, tác giả đặc biệt quan tâm kỹ thuật độ trễ dài hạn hơn. Do vậy, tiêu chuẩn
SIC sẽ không được chọn để xem xét bởi vì nó được biết đến như là một tiêu chuẩn
chọn lựa một mô hình tiêu dùng tiết kiệm. Sử dụng AIC, tác giả chọn k=8 cho mọi cấp
độ, và dẫn đến sử dụng k=7 cho mô hình VECM.
Kết quả từ ứng dụng kiểm tra thực nghiệm của Johansen được trình bày trong bảng 1a
và 1b. Kết quả cho thấy rõ ràng quan hệ đồng liên kết tồn tại trong hệ thống. Nếu sử
dụng lãi suất dự trữ bắt buột của Fed như một công cụ của chính sách tiền tệ cho thấy
một mối quan hệ đồng liên kết thì sử dụng phương pháp kỹ thuật thứ 1, và hai mối
quan hệ đồng liên kết thì áp dụng phương pháp kỹ thuật thứ 2. Sử dụng cung tiền của
Mỹ như một công cụ tiền tệ cho thấy hai mối quan hệ đồng liên kết trong phương pháp
kỹ thuật thứ 2. Tuy nhiên trong phương pháp kỹ thuật thứ 2, lưu ý rằng r=3, các biến
số đều có tính dừng. Kết quả này có thể là hệ quả của việc sử dụng kích thước mẫu
nhỏ trong các ứng dụng. Trong thực tế, có bằng chứng (khảo sát của Maddala and
Kim, 1999) cho thấy rằng kích thước mẫu nhỏ có thể dẫn đến việc bác bỏ giả thuyết về
sự không đồng liên kết.

11


Nhóm 1

K24_A307

Một giải pháp được đề nghị cho vấn đề này (ở 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 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.
c/ Ước lượng mô hình hiệu chỉnh sai số vectơ (VECM) và kiểm định quan hệ
nhân quả Granger theo đề xuất của Phillip và Toda (1994)
Uớc lượng phương trình (6) để kiểm định mối quan hệ nguyên nhân các công cụ
tiền tệ tác động đến sản lượng. Phương trình được ước đoán là:
∆yit = ∑kh=1 ah∆yit-h + ∑kh=1 bh∆yjt-h + ∑kh=1 ch∆Rust-h + ∑rs=1 dsectst-1 + α + γ1D1t + γ2D2t +
γ3D3t + et

(12)

∆yit = ∑kh=1 ah∆yit-h + ∑kh=1 bh∆yjt-h + ∑kh=1 ch∆must-h + ∑rs=1 dsectst-1 + α + γ1D1t + γ2D2t
+ γ3D3t + et

(13)

Với i là Hong Kong và j là US, ectt-1 là biến điều chỉnh sai số; Di 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 lãi suất của Cục dữ trữ liên bang Mỹ (Rtus) và cung tiền của U.S (

như là

công cụ tiền tệ.
Bảng 1b: Kiểm định đồng liên kết T
Chuỗi

H0

ythk, ytus, mtus

hk

us

yt , yt , Rt

us

HA

Phương pháp thứ 1

Phương pháp thứ 2

Hệ số chặn

Hệ số chặn và biến xu hướng

r= 0

r>0

59.87α

69.40α

r

1


r>1

21.29α

30.82b

r

2

r>2

6.71α

11.03

r= 0

r>0

44.27α

70.18α

r

1

r>1


14.81

37.47α

r

2

r>2

1.02

8.95

Bảng 2a: Kiểm định nhân quả sử dụng Rust như là một công cụ để đo lường
chính sách tiền tệ;
12


Nhóm 1

K24_A307

Mô hình ba biến:
∆yti =

k

h=1


ah∆yit-h +

k

h=1

bh∆yjt-h +

k

h=1

ch∆Rust-h +

r

dsectst-1 + α + γ1D1t + γ2D2t

s=1

+ γ3D3t + et
Biến

Phương pháp thứ 2

Hệ số chặn

Hệ số chặn và biến xu hướng

Độ trễ


phụ
thuộc

∆yt

Phương pháp thứ 1

hk

∆ytus

Ch = 0

Ch = 0,ds = 0

Ch = 0

Ch = 0, ds = 0

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)


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 mtus như là công cụ tiền tệ, mô hình 03 biến
như sau:
∆yti =

k

h=1

ah∆yit-h +

k
h=1

bh∆yjt-h +

k

h=1

ch∆must-h +


r

s=1

dsectst-1 + α + γ1D1t + γ2D2t

+ γ3D3t + et
Biến phụ
thuộc

∆ythk

Phương pháp thứ 1

Phương pháp thứ 2

Hệ số chặn

Hệ số chặn và biến xu hướng

Độ trễ

Ch = 0

Ch = 0,ds = 0

Ch = 0

Ch = 0, ds = 0


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)

13


Nhóm 1

Biến phụ
thuộc

∆ytus


K24_A307
Phương pháp thứ 1

Phương pháp thứ 2

Hệ số chặn

Hệ số chặn và biến xu hướng

Độ trễ

Ch = 0

Ch = 0,ds = 0

Ch = 0

Ch = 0, ds = 0

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)

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, cả phương pháp kỹ thuật 1 và phương pháp 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 ảnh hưởng đến
sản lượng ở Hong Kong, không ảnh hưởng đến sản lượng tại 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 ảnh hưởng đến sản lượng ở 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 khá
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 mô hình.
14


Nhóm 1

K24_A307

Bảng 3a:
∆yti =

k

h=1

ah∆yit-h +

Biến phụ

∆y

us
t

h=1


ch∆Rust-h +

r

s=1

dsectst-1 + α + γ1D1t + γ2D2t + γ3D3t + et

Phương pháp 1

Phương pháp 2

Hệ số chặn

Hệ số chặn và biến xu hướng

Độ trễ

thuộc

∆ythk

k

Ch = 0

Ch = 0,ds = 0

Ch = 0


Ch = 0, ds = 0

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)

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:
∆yti =

k

h=1

Biến phụ

thuộc

∆y

hk
t

ah∆yit-h +

k

h=1

ch∆must-h +

r

s=1

dsectst-1 + α + γ1D1t + γ2D2t + γ3D3t + et

Phương pháp 1

Phương pháp 2

Hệ số chặn

Hệ số chặn và biến xu hướng

Độ trễ


Ch = 0

Ch = 0,ds = 0

Ch = 0

Ch = 0, ds = 0

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)
15


Nhóm 1

Biến phụ
thuộc

∆y

us
t


K24_A307
Phương pháp 1

Phương pháp 2

Hệ số chặn

Hệ số chặn và biến xu hướng

Độ trễ

Ch = 0

Ch = 0,ds = 0

Ch = 0

Ch = 0, ds = 0

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)


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 ∆yt-hus (h=1,2,…,k) bị loại bỏ. Tương tự như vậy, khi ước lượng phương trình
(12) và (13) cho U.S thì biến ∆yt-hhk (h=1,2,…,k) bị loại bỏ.
Nhìn chung, kết quả đưa ra có kết luận tương tự như kết quả trước. Sử dụng
phương pháp kỹ thuật 1, không phải kiểm định nhân quả 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 phương pháp 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 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 (phương pháp kỹ thuật 1 và 2).
Kết quả từ mô hình 02 biến khẳng định rằng, công cụ tiền tệ của Mỹ ảnh hưởng
đến sản lượng ở Hong Kong nhưng không ảnh hưởng đến sản lượng tại 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.
16


Nhóm 1

K24_A307

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

phương pháp 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 sốc trong việc giải thích lỗi phương sai. Bài nghiên cứu đưa ra các kết quả
trong trường hợp đồng tiền Mỹ được sử dụng như là công cụ tiền tệ trong phương
pháp 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 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.
IV/ Mô hình ứng dụng tại Việt Nam
Đối với Việt Nam, để tìm hiểu mối quan hệ giữa chính sách tiền tệ và sản lượng,
ta cần tìm hiểu Cơ chế truyền dẫn chính sách tiền tệ của Việt Nam.
17


Nhóm 1

K24_A307

Cơ chế truyền dẫn chính sách tiền tệ mô tả quá trình mà chính sách tiền
tệ ảnh hưởng đến các biến số vĩ mô trọng yếu như tổng tiêu dùng, giá cả, đầu tư
và sản lượng. Các kênh truyền dẫn chính sách tiền tệ chủ yếu như lãi suất, tỷ giá,
giá cổ phần, tín dụng,...đã được nhiều nghiên cứu thảo luận. Tuy nhiên, Ở VN, vấn

đề nghiên cứu truyền dẫn chính sách tiền tệ còn rất mới mẻ không chỉ ở nghiên cứu
định lượng mà cả nghiên cứu định tính. Trong những năm gần đây, điển hình có một
số nghiên cứu nổi bật như: nghiên cứu của Lê Việt Hùng & Wade Pfau (2008), nghiên
cứu về Cơ chế truyền dẫn chính sách tiền tệ ở Việt Nam tiếp cận theo mô hình SVAR
của Trần Ngọc Thơ và Nguyễn Hữu Tuấn.
Lê Việt Hùng và Wade Pfau (2008) phân tích cơ chế truyền dẫn chính sách
tiền tệ ở VN bằng cách sử dụng mô hình VAR thể rút gọn và tập trung vào các mối
quan hệ giữa cung tiền, sản lượng thực tế, mức giá, lãi suất thực, tỷ giá thực và tín
dụng. Kết quả cho thấy chính sách tiền tệ có thể ảnh hưởng đến sản lượng và giá
cả. Mức độ và tác động của cú sốc chính sách tiền tệ đối với sản lượng mạnh nhất
sau bốn quý nhưng tác động đối với giá cả thì kéo dài từ quý thứ 3 đến quý thứ 9. Đối
với nghiên cứu thực nghiệm về truyền dẫn chính sách tiền tệ ở VN, việc sử dụng mô
hình VAR hoàn toàn phù hợp với xu hướng nghiên cứu chung. Tuy nhiên, với nghiên
cứu định lượng cần có cập nhật để có kết quả tin cậy hơn, đồng thời các nghiên
cứu trong nước chưa giải thích rõ về cấu trúc mô hình. Nghiên cứu của Lê Việt Hùng
và Wade Pfau (2008) có mô tả các kênh truyền dẫn nhưng dữ liệu nghiên cứu cập
nhật từ quý I năm 1996 đến quý IV năm 2005. Nhưng rõ ràng sau năm 2005 điều
hành chính sách tiền tệ của VN đã có nhiều thay đổi để phù hợp với yêu cầu hội nhập
kinh tế.
Nghiên cứu của Trần Ngọc Thơ và Nguyễn Hữu Tuấn theo mô hình SVAR bổ
sung ý kiến cho vấn đề vừa nêu. Kết quả nghiên cứu:

18


Nhóm 1

K24_A307

Nguồn: Cơ chế truyền dẫn chính sách tiền tệ ở Việt Nam tiếp cận theo mô hình SVAR – Trần Ngọc Thơ


Hình trên mô phỏng phản ứng của sản lượng đối các cú sốc chính sách tiền tệ
gồm cầu tiền, lãi suất và tỷ giá. Trong kỳ đầu tiên, phản ứng của sản lượng trái ngược
nhau với các cú sốc chính sách tiền tệ, nhưng sau kỳ thứ 5 có vẻ như dao động sản
lượng trở nên ổn định hơn. Độ lớn của hệ số truyền dẫn của chính sách tiền tệ đối với
sản lượng lớn hơn trong giai đoạn sau WTO.
V/ Kết luận
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. Tác giả đã 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 khá
nhỏ, kết quả của tác giả phải được giải thích một cách thận trọng. Tuy nhiên, tất cả các
kết quả đã được kiểm chứng rằng các công cụ chính sách tiền tệ của Mỹ ảnh hưởng
đến sản lượng thực tế ở Hong Kong nhưng không ảnh hưởng đến sản lượng của Mỹ.
Tại sao chính sách tiền tệ của Mỹ không có tác dụng thực sự ở trong nước, mà có
tác dụng thực sự lớn đối với quốc gia còn lại của thế giới? Câu trả lời 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
19


Nhóm 1

K24_A307

tin của FED đặt ở độ trễ điều khiển, và các thông tin này bao gồm các công cụ chính
sách tiền tệ. Kiểm 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 yếu tố

ngoại sinh đó. Nhưng điều này không có nghĩa là chính sách tiền tệ của Mỹ là không
thích hợp cho các biến thực../.

20