BỘ GIÁO DỤC VÀ ĐÀO TẠO TRƯỜNG ĐẠI HỌC KINH TẾ THÀNH PHỐ HỒ CHÍ MINH CHƯƠNG TRÌNH GIẢNG DẠY KINH TẾ FULBRIGHT QUÁCH DƯƠNG TỬ CHÍNH SÁCH TIỀN TỆ VÀ NHỮNG TÁC ĐỘNG ĐẾN NỀN KINH TẾ VIỆT NAM LUẬN VĂN THẠC SĨ CHÍNH SÁCH CƠNG TP HỒ CHÍ MINH – NĂM 2017 BỘ GIÁO DỤC VÀ ĐÀO TẠO TRƯỜNG ĐẠI HỌC KINH TẾ THÀNH PHỐ HỒ CHÍ MINH CHƯƠNG TRÌNH GIẢNG DẠY KINH TẾ FULBRIGHT QUÁCH DƯƠNG TỬ CHÍNH SÁCH TIỀN TỆ VÀ NHỮNG TÁC ĐỘNG ĐẾN NỀN KINH TẾ VIỆT NAM LUẬN VĂN THẠC SĨ CHÍNH SÁCH CƠNG Chun ngành: Chính sách cơng Mã số: 60340402 NGƯỜI HƯỚNG DẪN KHOA HỌC GS TS JAMES RIEDEL Ths ĐỖ THIÊN ANH TUẤN TP HỒ CHÍ MINH – Năm 2017 i LỜI CAM ĐOAN Tôi xin cam đoan luận văn hồn tồn tơi thực Bộ liệu trích dẫn tơi dẫn nguồn cách cụ thể theo quy định Chương trình Luận văn thể kết nghiên cứu thực nghiệm, khơng hồn tồn phản ánh quan điểm Trường Đại học Kinh tế Thành phố Hồ Chí Minh hay Chương trình Giảng dạy Kinh tế Fulbright Thành phố Hồ Chí Minh, ngày 12 tháng năm 2017 Tác giả Quách Dương Tử ii LỜI CẢM TẠ Tôi xin chân thành gửi lời cảm ơn sâu sắc đến Thầy James Riedel Thầy Đỗ Thiên Anh Tuấn tận tụy hướng dẫn tơi hồn thành luận văn Xin cảm ơn Thầy Tuấn đóng góp ý kiến quý báu, gợi mở hướng giúp tơi hoàn thành luận văn cách hoàn chỉnh Bên cạnh đó, tơi xin chân thành cảm ơn Q Thầy, Cơ Chương trình Giảng dạy Kinh tế Fulbright trang bị cho kiến thức kỹ quý báu, truyền cho cảm hứng để làm việc tốt hơn, tích cực Xin cảm ơn Anh Trương Minh Hịa Chị Phạm Hồng Minh Ngọc hỗ trợ mặt kỹ thuật, thủ tục cần thiết suốt trình thực luận văn Xin cảm ơn Anh, Chị, Em học viên khóa MPP8 hỗ trợ, động viên suốt khóa học thời gian thực luận văn Cuối cùng, xin cảm ơn Ba, Mẹ, đồng nghiệp, Trường Đại học Cần Thơ tạo điều kiện cho tơi tiếp cận Chương trình Giảng dạy Kinh tế Fulbright, để tơi thức trở thành thành viên Đại Gia đình Fulbright Việt Nam Xin cảm ơn tất cả! Thành phố Hồ Chí Minh, ngày 12 tháng năm 2017 Tác giả Quách Dương Tử iii TĨM TẮT Chính sách tiền tệ công cụ đắc lực Ngân hàng Nhà nước, nhằm điều hành kinh tế vĩ mô với hai mục đích trì lạm phát ổn định thúc đẩy tăng trưởng kinh tế Ở giai đoạn trước khủng hoảng tài năm 2008, sách tiền tệ nới lỏng liên tục thông qua việc thúc đẩy tăng trưởng tín dụng nhằm mục đích gia tăng tốc độ tăng trưởng kinh tế Tuy nhiên, điều nhanh chóng dẫn đến lạm phát nhảy vọt vào năm 2008 2011 Với cú sốc lạm phát thời gian ngắn buộc Ngân hàng Nhà nước có động thái cẩn trọng việc ban hành sách tiền tệ so với thời gian trước Thế nhưng, lạm phát biểu tác động sách tiền tệ đến kinh tế Việt Nam, số liệu vĩ mơ khác tỷ giá hối đối, tăng trưởng kinh tế, số chứng khoán… thể hệ từ sách tiền tệ Với số liệu vĩ mô giai đoạn 2000 – 2015, với phương pháp định lượng SVAR (Structure vector autoregressive) luận văn tác động cụ thể từ cú sốc sách tiền tệ đến kinh tế Việt Nam, kết cho thấy sách tiền tệ ban hành gồm cung tiền lẫn lãi suất giai đoạn nghiên cứu tập trung vào việc kiểm sốt trì tỷ giá hối đoái ổn định, yêu cầu lạm phát tăng trưởng kinh tế Ngân hàng Nhà nước ban hành sách có vấn đề phát sinh iv MỤC LỤC LỜI CAM ĐOAN i LỜI CẢM TẠ ii TÓM TẮT iii DANH MỤC CÁC TỪ VIẾT TẮT vi DANH MỤC BIỂU BẢNG vii DANH MỤC HÌNH viii CHƯƠNG 1: GIỚI THIỆU 1.1 Bối cảnh nghiên cứu 1.2 Mục tiêu nghiên cứu 1.3 Câu hỏi nghiên cứu 1.4 Đối tượng nghiên cứu 1.5 Phương pháp nghiên cứu 1.6 Cấu trúc luận văn CHƯƠNG 2: TỔNG QUAN CƠ SỞ LÝ THUYẾT VÀ LƯỢC KHẢO TÀI LIỆU 2.1 Cơ sở lý thuyết 2.1.1 Chính sách tiền tệ 2.1.2 Vai trị sách tiền tệ 2.1.3 Những chiến lược sách tiền tệ 2.1.4 Cơ chế lan truyền sách tiền tệ 2.2 Lược khảo tài liệu 10 CHƯƠNG 3: THIẾT KẾ NGHIÊN CỨU 15 3.1 Mơ hình đo lường sách tiền tệ 15 3.2 Mơ hình nghiên cứu thực nghiệm Việt Nam 17 3.3 Mô tả mẫu liệu 19 3.4 Phương pháp xử lý số liệu 20 v CHƯƠNG 4: KẾT QUẢ NGHIÊN CỨU 21 4.1 Tổng quan sách tiền tệ Việt Nam giai đoạn 2000 – 2015 21 4.1.1 Chính sách tiền tệ giai đoạn trước khủng hoảng kinh tế 2008 21 4.1.2 Chính sách tiền tệ giai đoạn sau khủng hoảng kinh tế 2008 21 4.2.1 Kiểm định liệu 24 4.2.2 Kết ước lượng mơ hình SVAR 26 4.2.5 Chỉ số lập trường sách tiền tệ 35 CHƯƠNG 5: KẾT LUẬN VÀ GỢI Ý CHÍNH SÁCH 39 5.1 Kết luận 39 5.2 Gợi ý sách 40 5.3 Hạn chế đề tài 41 TÀI LIỆU THAM KHẢO 42 PHỤ LỤC 46 Kiểm định tính dừng xác định độ trễ thích hợp cho liệu 46 Ước lượng mơ hình bán cấu trúc VAR 53 Đồ thị hàm – xung phản ứng 56 vi DANH MỤC CÁC TỪ VIẾT TẮT CSTT Chính sách tiền tệ NHNN Ngân hàng Nhà nước TTKT Tăng trưởng kinh tế vii DANH MỤC BIỂU BẢNG Bảng 3.1 Số liệu nghiên cứu nguồn truy cập 20 Bảng 4.1 Biên độ dao động tỷ giá VND/USD theo thời gian 24 Bảng 4.2 Kết kiểm định tính dừng cho số liệu 25 Bảng 4.3 Kết xác định độ trễ mơ hình 25 Bảng 4.4 Kết ước lượng mơ hình SVAR .27 viii DANH MỤC HÌNH Hình 2.1 Cơ chế dẫn truyền sách tiền tệ 10 Hình 4.1 Tốc độ tăng trưởng kinh tế tỷ lệ lạm phát 22 Hình 4.2 Tốc độ tăng trưởng cung tiền số chứng khốn VN-Index 22 Hình 4.3 Lãi suất cho vay tỷ giá hối đoái (VND/USD) 23 Hình 4.4 Kiểm định tính ổn định mơ hình VAR 26 Hình 4.5 Kiểm định tính ổn định mơ hình VAR với cú sốc ngoại sinh 29 Hình 4.6 (a) Hàm xung – phản ứng cú sốc sách tiền tệ 30 Hình 4.5 (b) Hàm xung – phản ứng cú sốc sách tiền tệ 31 Hình 4.6 Cú sốc sách tiền tệ ngoại sinh .33 Hình 4.7 Cú sốc sách tiền tệ ngoại sinh tốc độ tăng trưởng kinh tế 33 Hình 4.8 Cú sốc sách tiền tệ ngoại sinh tỷ lệ lạm phát 34 Hình 4.9 Cú sốc sách tiền tệ ngoại sinh tốc độ tăng tỷ giá .35 Hình 4.10 Chỉ số lập trường sách tiền tệ .36 Hình 4.11 Chỉ số lập trường sách tiền tệ tốc độ tăng trưởng kinh tế 36 Hình 4.12 Chỉ số lập trường sách tiền tệ tỷ lệ lạm phát 37 Hình 4.13 Chỉ số lập trường sách tiền tệ tốc độ tăng tỷ giá 37 48 dfuller d.lnex , trend lag(1) Augmented Dickey-Fuller test for unit root Z(t) Test Statistic 1% Critical Value -4.927 -4.126 Number of obs = 61 Interpolated Dickey-Fuller 5% Critical 10% Critical Value Value -3.489 -3.173 MacKinnon approximate p-value for Z(t) = 0.0003 dfuller dlncpi, trend lag(1) Augmented Dickey-Fuller test for unit root Z(t) Test Statistic 1% Critical Value -4.554 -4.126 Number of obs = 61 Interpolated Dickey-Fuller 5% Critical 10% Critical Value Value -3.489 -3.173 MacKinnon approximate p-value for Z(t) = 0.0012 dfuller dlnVNI, trend lag(1) Augmented Dickey-Fuller test for unit root Z(t) Test Statistic 1% Critical Value -13.477 -4.126 Number of obs = 61 Interpolated Dickey-Fuller 5% Critical 10% Critical Value Value -3.489 -3.173 MacKinnon approximate p-value for Z(t) = 0.0000 dfuller drate, trend lag(1) Augmented Dickey-Fuller test for unit root Z(t) Test Statistic 1% Critical Value -7.275 -4.126 Number of obs = 61 Interpolated Dickey-Fuller 5% Critical 10% Critical Value Value -3.489 -3.173 MacKinnon approximate p-value for Z(t) = 0.0000 dfuller dlnWCPI, trend lag(1) Augmented Dickey-Fuller test for unit root Z(t) Test Statistic 1% Critical Value -6.365 -4.126 Number of obs = 61 Interpolated Dickey-Fuller 5% Critical 10% Critical Value Value MacKinnon approximate p-value for Z(t) = 0.0000 -3.489 -3.173 49 dfuller dFFR, trend lag(1) Augmented Dickey-Fuller test for unit root Z(t) Test Statistic 1% Critical Value -3.129 -4.126 Number of obs = 61 Interpolated Dickey-Fuller 5% Critical 10% Critical Value Value -3.489 -3.173 MacKinnon approximate p-value for Z(t) = 0.0994 Kiểm tra Phillips – Perron Test pperron lnRGDP, trend lag(1) Phillips-Perron test for unit root Z(rho) Z(t) Number of obs = Newey-West lags = Test Statistic 1% Critical Value -10.904 -2.380 -26.142 -4.121 63 Interpolated Dickey-Fuller 5% Critical 10% Critical Value Value -20.034 -3.487 -16.982 -3.172 MacKinnon approximate p-value for Z(t) = 0.3904 pperron lnRM2, trend lag(1) Phillips-Perron test for unit root Z(rho) Z(t) Number of obs = Newey-West lags = Test Statistic 1% Critical Value -6.346 -2.059 -26.142 -4.121 63 Interpolated Dickey-Fuller 5% Critical 10% Critical Value Value -20.034 -3.487 -16.982 -3.172 MacKinnon approximate p-value for Z(t) = 0.5688 pperron lnex, trend lag(1) Phillips-Perron test for unit root Z(rho) Z(t) Number of obs = Newey-West lags = Test Statistic 1% Critical Value -3.901 -1.407 -26.142 -4.121 63 Interpolated Dickey-Fuller 5% Critical 10% Critical Value Value -20.034 -3.487 -16.982 -3.172 MacKinnon approximate p-value for Z(t) = 0.8588 pperron lncpi, trend lag(1) Phillips-Perron test for unit root Z(rho) Z(t) Number of obs = Newey-West lags = Test Statistic 1% Critical Value -6.544 -2.441 -26.142 -4.121 63 Interpolated Dickey-Fuller 5% Critical 10% Critical Value Value MacKinnon approximate p-value for Z(t) = 0.3581 -20.034 -3.487 -16.982 -3.172 50 pperron lnVNI, trend lag(1) Phillips-Perron test for unit root Z(rho) Z(t) Number of obs = Newey-West lags = Test Statistic 1% Critical Value -23.140 -6.624 -26.142 -4.121 63 Interpolated Dickey-Fuller 5% Critical 10% Critical Value Value -20.034 -3.487 -16.982 -3.172 MacKinnon approximate p-value for Z(t) = 0.0000 pperron rate, trend lag(1) Phillips-Perron test for unit root Z(rho) Z(t) Number of obs = Newey-West lags = Test Statistic 1% Critical Value -10.065 -2.072 -26.142 -4.121 63 Interpolated Dickey-Fuller 5% Critical 10% Critical Value Value -20.034 -3.487 -16.982 -3.172 MacKinnon approximate p-value for Z(t) = 0.5615 pperron lnWCPI, trend lag(1) Phillips-Perron test for unit root Z(rho) Z(t) Number of obs = Newey-West lags = Test Statistic 1% Critical Value -3.166 -0.710 -26.142 -4.121 63 Interpolated Dickey-Fuller 5% Critical 10% Critical Value Value -20.034 -3.487 -16.982 -3.172 MacKinnon approximate p-value for Z(t) = 0.9725 pperron FFR, trend lag(1) Phillips-Perron test for unit root Z(rho) Z(t) Number of obs = Newey-West lags = Test Statistic 1% Critical Value -4.861 -1.623 -26.142 -4.121 63 Interpolated Dickey-Fuller 5% Critical 10% Critical Value Value MacKinnon approximate p-value for Z(t) = 0.7833 -20.034 -3.487 -16.982 -3.172 51 pperron dlnRGDP, trend lag(1) Phillips-Perron test for unit root Z(rho) Z(t) Number of obs = Newey-West lags = Test Statistic 1% Critical Value -59.429 -7.378 -26.108 -4.124 62 Interpolated Dickey-Fuller 5% Critical 10% Critical Value Value -20.016 -3.488 -16.968 -3.173 MacKinnon approximate p-value for Z(t) = 0.0000 pperron dlnRM2, trend lag(1) Phillips-Perron test for unit root Z(rho) Z(t) Number of obs = Newey-West lags = Test Statistic 1% Critical Value -44.121 -5.535 -26.108 -4.124 62 Interpolated Dickey-Fuller 5% Critical 10% Critical Value Value -20.016 -3.488 -16.968 -3.173 MacKinnon approximate p-value for Z(t) = 0.0000 pperron dlnex, trend lag(1) Phillips-Perron test for unit root Z(rho) Z(t) Number of obs = Newey-West lags = Test Statistic 1% Critical Value -75.443 -9.357 -26.108 -4.124 62 Interpolated Dickey-Fuller 5% Critical 10% Critical Value Value -20.016 -3.488 -16.968 -3.173 MacKinnon approximate p-value for Z(t) = 0.0000 pperron dlncpi, trend lag(1) Phillips-Perron test for unit root Z(rho) Z(t) Number of obs = Newey-West lags = Test Statistic 1% Critical Value -28.103 -4.107 -26.108 -4.124 62 Interpolated Dickey-Fuller 5% Critical 10% Critical Value Value -20.016 -3.488 -16.968 -3.173 MacKinnon approximate p-value for Z(t) = 0.0062 pperron dlnVNI, trend lag(1) Phillips-Perron test for unit root Z(rho) Z(t) Number of obs = Newey-West lags = Test Statistic 1% Critical Value -62.156 -7.480 -26.108 -4.124 62 Interpolated Dickey-Fuller 5% Critical 10% Critical Value Value MacKinnon approximate p-value for Z(t) = 0.0000 -20.016 -3.488 -16.968 -3.173 52 pperron drate, trend lag(1) Phillips-Perron test for unit root Number of obs = Newey-West lags = Test Statistic 1% Critical Value -45.469 -5.572 -26.108 -4.124 Z(rho) Z(t) 62 Interpolated Dickey-Fuller 5% Critical 10% Critical Value Value -20.016 -3.488 -16.968 -3.173 MacKinnon approximate p-value for Z(t) = 0.0000 pperron dlnWCPI, trend lag(1) Phillips-Perron test for unit root Number of obs = Newey-West lags = Test Statistic 1% Critical Value -52.570 -6.428 -26.108 -4.124 Z(rho) Z(t) 62 Interpolated Dickey-Fuller 5% Critical 10% Critical Value Value -20.016 -3.488 -16.968 -3.173 MacKinnon approximate p-value for Z(t) = 0.0000 pperron dFFR, trend lag(1) Phillips-Perron test for unit root Number of obs = Newey-West lags = Test Statistic 1% Critical Value -26.309 -4.228 -26.108 -4.124 Z(rho) Z(t) 62 Interpolated Dickey-Fuller 5% Critical 10% Critical Value Value -20.016 -3.488 -16.968 -3.173 MacKinnon approximate p-value for Z(t) = 0.0041 Kiểm tra độ trễ thích hợp cho mơ hình VAR varsoc dlnRGDP dlnRM2 dlnex drate dlncpi dlnVNI dlnWCPI, lutstat maxlag(6) exog(dFFR) Selection-order criteria (lutstats) Sample: 2001q4 - 2015q4 lag LL LR 560.549 646.725 695.432 736.87 795.465 867.818 999.308 Endogenous: Exogenous: 172.35 97.414 82.875 117.19 144.71 262.98* df p 49 49 49 49 49 49 0.000 0.000 0.002 0.000 0.000 0.000 Number of obs FPE 1.1e-17 3.1e-18 3.4e-18 5.6e-18 6.4e-18 7.1e-18 2.4e-18* AIC -39.5335 -40.8379 -40.8277 -40.5623 -40.899 -41.7184 -44.6128* HQIC -39.5335 -40.1554 -39.4625 -38.5146 -38.1688 -38.3056 -40.5174* dlnRGDP dlnRM2 dlnex drate dlncpi dlnVNI dlnWCPI dFFR _cons = 57 SBIC -39.5335* -39.0816 -37.3151 -35.2934 -33.8738 -32.9369 -34.0749 53 Ước lượng mô hình bán cấu trúc VAR Kiểm tra tính ổn định cho mơ hình VAR varstable, graph Eigenvalue stability condition Eigenvalue 9463117 9463117 -.9751095 847419 847419 -.4283562 -.4283562 -.02298483 -.02298483 9357221 9357221 1597301 1597301 6045786 6045786 -.717455 -.717455 -.8691758 -.8691758 3658976 3658976 -.1915682 -.1915682 2203513 2203513 6450027 6450027 -.871049 -.498917 -.498917 -.8525941 -.8525941 -.700804 -.700804 4577273 4577273 09390916 09390916 -.4121683 3520062 3520062 -.06677065 + - 2500587i 2500587i + + + + + + + + + + + + - 476976i 476976i 861438i 861438i 9501712i 9501712i 1169389i 1169389i 9214532i 9214532i 7021195i 7021195i 5846653i 5846653i 2915724i 2915724i 8390257i 8390257i 8813025i 8813025i 8633224i 8633224i 5925796i 5925796i + + + + + - 710369i 710369i 1358857i 1358857i 4775083i 4775083i 6379051i 6379051i 6872328i 6872328i + - 2013425i 2013425i Modulus 978793 978793 975109 972433 972433 962063 962063 950449 950449 943001 943001 935195 935195 926546 926546 925513 925513 916778 916778 915339 915339 901883 901883 891 891 875888 875888 871049 868068 868068 863355 863355 848022 848022 785135 785135 693619 693619 412168 405521 405521 066771 All the eigenvalues lie inside the unit circle VAR satisfies stability condition 54 Kết ước lượng SVAR trường hợp svar uM uE uR, dfk aeq(A) beq(B) Estimating short-run parameters (output ignored) Sample: 2002q2 - 2015q4 Overidentified model Coef No of obs Log likelihood Std Err z /a_1_1 /a_2_1 /a_3_1 /a_1_2 /a_2_2 /a_3_2 /a_1_3 /a_2_3 /a_3_3 0 -.1606242 0 (constrained) (constrained) (constrained) 3064293 -0.52 (constrained) (constrained) (constrained) (constrained) (constrained) /b_1_1 /b_2_1 /b_3_1 /b_1_2 /b_2_2 /b_3_2 /b_1_3 /b_2_3 /b_3_3 0143717 -.1595661 0063241 0062611 0 0013703 10.49 (constrained) 1356956 -1.18 (constrained) 000603 10.49 1365471 0.05 (constrained) (constrained) (constrained) LR test of identifying restrictions: chi2( P>|z| = = 55 303.1033 [95% Conf Interval] 0.600 -.7612146 4399662 0.000 011686 0170574 0.240 -.4255245 1063923 0.000 0.963 0051423 -.2613663 0075059 2738885 1)= 90.78 Prob > chi2 = 0.000 Kết ước lượng SVAR trường hợp svar uM uE uR, dfk aeq(A) beq(B) Estimating short-run parameters (output ignored) Sample: 2002q2 - 2015q4 Overidentified model Coef No of obs Log likelihood Std Err z /a_1_1 /a_2_1 /a_3_1 /a_1_2 /a_2_2 /a_3_2 /a_1_3 /a_2_3 /a_3_3 0 -.1829316 0225426 -.000383 (constrained) (constrained) (constrained) 2653621 -0.69 (constrained) (constrained) 0016809 13.41 0008526 -0.45 (constrained) /b_1_1 /b_2_1 /b_3_1 /b_1_2 /b_2_2 /b_3_2 /b_1_3 /b_2_3 /b_3_3 -.0124433 0 0063229 0 0011864 -10.49 (constrained) (constrained) (constrained) 0006029 10.49 (constrained) (constrained) (constrained) (constrained) LR test of identifying restrictions: chi2( P>|z| 1)= = = 55 310.3399 [95% Conf Interval] 0.491 -.7030317 3371685 0.000 0.653 0192481 -.002054 0258372 001288 0.000 -.0147686 -.0101179 0.000 0051413 0075045 76.31 Prob > chi2 = 0.000 55 Kết ước lượng SVAR trường hợp svar uM uE uR , dfk aeq(A) beq(B) Estimating short-run parameters (output ignored) Sample: 2002q2 - 2015q4 Overidentified model No of obs Log likelihood Coef Std Err z /a_1_1 /a_2_1 /a_3_1 /a_1_2 /a_2_2 /a_3_2 /a_1_3 /a_2_3 /a_3_3 0 0 -.0003707 (constrained) (constrained) (constrained) (constrained) (constrained) (constrained) (constrained) 0008422 -0.44 (constrained) /b_1_1 /b_2_1 /b_3_1 /b_1_2 /b_2_2 /b_3_2 /b_1_3 /b_2_3 /b_3_3 0144076 -.1587277 0063241 0 0013737 10.49 (constrained) 1356866 -1.17 (constrained) 000603 10.49 (constrained) (constrained) (constrained) (constrained) LR test of identifying restrictions: chi2( P>|z| = = 55 302.9684 [95% Conf Interval] 0.660 -.0020213 00128 0.000 0117151 0171 0.242 -.4246685 1072132 0.000 0051423 0075059 2)= 91.05 Prob > chi2 = 0.000 Kết ước lượng SVAR trường hợp svar uM uE uR, dfk aeq(A) beq(B) Estimating short-run parameters (output ignored) Sample: 2002q2 - 2015q4 Overidentified model No of obs Log likelihood Coef /a_1_1 /a_2_1 /a_3_1 /a_1_2 /a_2_2 /a_3_2 /a_1_3 /a_2_3 /a_3_3 0 0 /b_1_1 /b_2_1 /b_3_1 /b_1_2 /b_2_2 /b_3_2 /b_1_3 /b_2_3 /b_3_3 0144075 -.1599615 0063241 01753 0 Std Err z = = 55 302.9663 P>|z| [95% Conf Interval] 0.000 0117151 0171 0.238 -.4259282 1060052 0.000 0.897 0051423 -.2467718 0075059 2818318 (constrained) (constrained) (constrained) (constrained) (constrained) (constrained) (constrained) (constrained) (constrained) 0013737 10.49 (constrained) 1356998 -1.18 (constrained) 000603 10.49 1348503 0.13 (constrained) (constrained) (constrained) LR test of identifying restrictions: chi2( 2)= 91.05 Prob > chi2 = 0.000 56 Đồ thị hàm – xung phản ứng Kiểm tra tính ổn định mơ hình VAR Eigenvalue stability condition Eigenvalue -.9607535 -.01911206 -.01911206 -.8864861 -.8864861 166077 166077 9026246 9026246 9076729 9076729 -.9079645 3266604 3266604 5290489 5290489 -.4116779 -.4116779 -.1742492 -.1742492 6890807 6890807 -.4878999 -.4878999 6067413 6067413 -.6645293 -.6645293 3176107 3176107 -.64557 6355744 -.3676336 -.3676336 1178804 -.05807607 + + + + + - 960149i 960149i 3208815i 3208815i 9262713i 9262713i 2633184i 2633184i 102541i 102541i + + + + + + + + + - 843996i 843996i 696275i 696275i 7572403i 7572403i 8294042i 8294042i 4901935i 4901935i 6854126i 6854126i 5060569i 5060569i 4216908i 4216908i 6326454i 6326454i + - 4429082i 4429082i Modulus 960753 960339 960339 942774 942774 941042 941042 940249 940249 913447 913447 907964 905006 905006 874466 874466 861912 861912 84751 84751 845649 845649 84133 84133 790081 790081 787034 787034 707896 707896 64557 635574 575606 575606 11788 058076 All the eigenvalues lie inside the unit circle VAR satisfies stability condition 57 Đồ thị hàm xung – phản ứng GDP biến lại 58 Đồ thị hàm xung – phản ứng RM2 biến lại 59 Đồ thị hàm xung – phản ứng Rate biến lại 60 Đồ thị hàm xung – phản ứng Exchange Rate biến lại 61 Đồ thị hàm xung – phản ứng CPI biến lại 62 Đồ thị hàm xung – phản ứng VN – Index biến lại ...BỘ GIÁO DỤC VÀ ĐÀO TẠO TRƯỜNG ĐẠI HỌC KINH TẾ THÀNH PHỐ HỒ CHÍ MINH CHƯƠNG TRÌNH GIẢNG DẠY KINH TẾ FULBRIGHT QUÁCH DƯƠNG TỬ CHÍNH SÁCH TIỀN TỆ VÀ NHỮNG TÁC ĐỘNG ĐẾN NỀN KINH TẾ VIỆT NAM LUẬN VĂN... Tổng quan sách tiền tệ Việt Nam giai đoạn 2000 – 2015 21 4.1.1 Chính sách tiền tệ giai đoạn trước khủng hoảng kinh tế 2008 21 4.1.2 Chính sách tiền tệ giai đoạn sau khủng hoảng kinh tế 2008... asianbondonline.adb.org Quỹ Tiền tệ Quốc tế IMF Quỹ Tiền tệ Quốc tế IMF Quỹ Tiền tệ Quốc tế IMF Quỹ Tiền tệ Quốc tế IMF www.investing.com Quỹ Tiền tệ Quốc tế IMF www.federalreserve.gov Nguồn: Tác giả tổng hợp