lOMoAR cPSD| 49831834 Machine Translated by Google AJEB 6,1
Insight t ại: https://www.emerald.com/insight/2615-9821.htm 26
Chính s ách tiền tệ c ó tác đ ộng ngắn hạn và d ài hạn tới tăng trưởng
Đã nhận v ào ngày 1 t háng 2 n ăm 2021
Sửa đổi n gày 1 3 tháng 9 n ăm 2021
Được c hấp n hận n gày 2 8 tháng 10 năm 2021
kinh tế k hông? Góc n hìn của một nước đang phát
triển v à một nước p hát triển Md. Sayemul I slam
Khoa K inh tế N ông n ghiệp và X ã h ội học Nông thôn, Đ ại học Nông n
ghiệp Bangladesh, M ymensingh, Bangladesh Md. E mran
Hossain K hoa Tài c hính và N gân h àng N ông nghiệp, Đ ại học Nông n
ghiệp Bangladesh, M ymensingh,
Bangladesh, v à S udipto C hakrobortty và Nishat
Sultana Ema K hoa Kinh t ế N ông nghiệp và X ã h ội học Nông t hôn, Đ ại học Nông n ghiệp
Bangladesh, M ymensingh, Bangladesh trừu tượng
Mục đ ích – Nghiên cứu nhằm m ục đích kiểm tra thực n ghiệm mối quan hệ giữa c hính sách tiền tệ v à tăng trưởng kinh t ế, cũng như khám p há tác động dài
hạn v à ngắn hạn của chính s ách tiền tệ đối với t ăng trưởng kinh tế c ủa một quốc g ia đang phát t riển (Bangladesh) và m ột quốc gia phát triển. ( vương quốc Anh).
Thiết kế/phương p háp/cách tiếp c ận – Tùy thuộc vào n guồn dữ liệu sẵn có, n ghiên cứu sử dụng dữ l iệu thứ cấp trong g iai đoạn 1980–2019. T hử nghiệm
Dickey–Fuller mở rộng v à thử nghiệm Phillips–Perron được s ử dụng cho thử nghiệm t ính d ừng. Hơn nữa, k iểm định giới hạn F được t hực hiện để chứng m inh
mối quan hệ lâu d ài giữa chính sách t iền tệ và tăng trưởng kinh tế. Sau đó, các h ệ số dài hạn được tiết l ộ từ mô hình độ t rễ phân phối tự hồi q uy (ARDL)
và các hệ số n gắn h ạn t ừ
mô h ình sửa lỗi. Hơn nữa, p hương pháp tiếp cận nhân q uả Granger của mô h ình sửa lỗi vectơ (VECM) đ ã được sử dụng đ ể
chứng minh mối quan hệ n hân quả của các biến n ghiên cứu. Cuối cùng, c ác thử nghiệm chẩn đ oán khác nhau đã đảm b ảo đ ộ tin c ậy của các mô hình.
Kết quả – Kết quả k iểm tra giới hạn F c ho thấy chính sách tiền t ệ có mối quan hệ lâu d ài với tăng trưởng k inh tế ở c ả hai quốc gia. C ác hệ số dài hạn c ho
thấy cung tiền có t ác động tích cực trong d ài hạn đến tăng trưởng k inh tế ở c ả h ai nước. K hông giống như Anh, t ỷ giá hối đoái có tác đ ộng tiêu cực đến t
ăng trưởng kinh tế của B angladesh. Lãi suất n gân hàng dường n hư thúc đẩy tăng trưởng k inh tế cho Vương q uốc Anh. Các phát hiện c ũng mô tả rằng việc t
ăng lãi suất c ho vay sẽ làm t ổn hại đến tăng trưởng k inh tế của cả hai n ước. Ngoài ra, các h ệ số ngắn hạn mô tả c ác tác động ngẫu n hiên ở các độ trễ khác
nhau t rong cả hai trường hợp. C uối cùng, mối quan h ệ nhân quả giữa các b iến nghiên cứu được t hể h iện bằng cách s ử dụng phương pháp tiếp c ận nhân quả VECM Granger.
Tính nguyên b ản/giá trị – T ính mới của nghiên cứu n ày nằm ở việc xem xét c ả các nước đang phát t riển và đang phát t riển trong cùng một nghiên c ứu.
Từ k hóa mô hình ARDL, Chính s ách tiền tệ, Tăng trưởng k inh tế, Nhân quả G ranger, Bangladesh, Vương q uốc Anh Loại giấy Nghiên cứu
© M d. Sayemul I slam, Md. Emran H ossain, S udipto Chakrobortty v à Nishat Sultana E ma. Đăng t rên Tạp chí K inh tế và
Tạp c hí Kinh t ế và N gân hàng Châu Á
Ngân hàng C hâu Á. Được x uất b ản bởi Nhà x uất bản Emerald L imited. B ài viết n ày được x uất bản theo g iấy phép C reative Commons G hi công ( CC BY 4.0). B ất Vol. 6 Số 1, 2022 trang 2 6-49 E merald
kỳ a i cũng có thể s ao chép, p hân phối, dịch v à tạo các t ác phẩm phái s inh của bài viết này (cho c ả mục đích t hương mại và phi t hương m ại), với đ iều kiện Publishing Limited e-
phải g hi công đầy đ ủ cho nhà x uất bản gốc v à tác g iả. Bạn c ó thể xem các đ iều khoản đ ầy đủ của g iấy phép này t ại ISSN: Số hiện t ại
http://creativecommons.org/licences/by/4.0/
2633-7991 p-ISSN: 2615-9821 D OI 10.11legalcode08/AJEB-02-2021-00. 14 lOMoAR cPSD| 49831834 và kho lưu t rữ t oàn văn của t ạp chí này c ó sẵn trên E merald Machine
à phát triển kinh tế (Criste và L upu, 2 014; A kalpler và Duhok, 2 018). Chính sách tiền tệ đ óng một vai trò q uan trọng t rong t ăng Translated by
trưởng kinh tế c ủa các nước đ ang phát triển b ằng cách tác động đến chi phí v à khả n ăng cung cấp tín dụng, q uản lý lạm p hát và ổn Google
đ ịnh thanh toán (Bondarchuk và R aboshuk, 2020; Twinoburyo và O dhiambo, 2018a). Ví d ụ, ở B angladesh, chính p hủ luôn phụ t huộc
vào c hính sách t iền tệ như m ột cách để đ ạt được t ăng trưởng kinh tế (Rahman v à cộng sự, 2019). Trách n hiệm x ây dựng
và t hực thi chính s ách tiền tệ ở B angladesh t huộc v ề Ngân hàng Bangladesh. V ai trò chính c ủa chính
sách tiền tệ c ủa Bangladesh l à duy trì s ự ổn định giá c ả hợp lý, đ ảm bảo cân bằng thanh t oán ổn định, d uy trì khả n ăng cạnh tranh
b ên ngoài c ủa taka Bangladesh v à đạt được t ăng trưởng kinh tế bền v ững thông qua t ăng năng suất, v iệc làm và thu nhập thực t ế
(Alam, 2 015). Những c ải cách đáng chú ý đã d iễn ra trong h ệ thống c hính s ách, c ơ cấu v à tài chính c ủa Bangladesh v ào những n ăm 1990 (Shah, 2 009). 1. G iới
Những s ửa đổi này cho phép Ngân h àng Bangladesh thực hiện chính s ách tiền tệ d ựa trên các công cụ d ựa trên thị trường và c ác thiệu
công cụ c ụ thể để đ ạt được sự t rung g ian tài chính suôn sẻ (Ahmed và Islam, 2 004). Tuy nhiên, N gân hàng Bangladesh thường đ ặt Chính sách
mình vào tình thế bất l ợi trong v iệc thao túng chính s ách tiền tệ nhằm thúc đẩy t ăng trưởng và phát triển k inh tế bằng n guồn lực s t iền tệ
ản xuất của mình (Barkawi và M onnin, 2015). bao gồm
Ở c ác nước p hát triển, khía cạnh quan trọng n hất của chính s ách tiền tệ l à ổn đ ịnh giá cả; và ổn đ ịnh giá cả đạt đ ược khi l ạm một s ố
phát duy trì ở m ức thấp và ổn đ ịnh trong m ột thời gian dài (Li và cộng sự, 2010; F ourcans v à Vranceanu, 2 007). Đáng chú ý, ổn đ ịnh chính s ách
giá cả là k hái niệm tiền đề cho t ăng trưởng kinh tế và v iệc làm cao (Angeriz v à Arestis, 2007). Ví dụ, chính s ách tiền tệ c ủa Vương q theo đó
uốc Anh (UK) được t hiết lập v ới sự hỗ t rợ của Ủy b an Chính s ách tiền tệ (MPC) c ủa Ngân hàng Anh. Động cơ của chính s ách tiền tệ một q uốc
c ủa Anh là l ạm phát thấp (Agbonlahor, 2014). Vương quốc Anh cố g ắng giữ lạm phát ở m ức gần 2% ( từ 1 đến 3 %). Lạm phát thấp gia kiểm
được x em là yếu tố b ắt buộc để t ạo điều kiện đầu tư c ao h ơn vào tăng trưởng kinh tế d ài hạn và bền v ững (Pettinger, 2020). Thách soát lượng
t hức chính của c hính sách tiền tệ c ủa Vương q uốc Anh là duy trì t ăng trưởng kinh tế bền vững bằng cách tạo ra m ức độ việc làm c tiền của m
ao trong n ền kinh tế (Angeriz v à Arestis, 2007). Với ưu tiên hàng đầu là duy t rì tăng trưởng kinh tế, chính s ách tiền tệ p hải hỗ trợ ình để đạt
chính s ách kinh tế của c hính p hủ, bao gồm các mục t iêu tăng trưởng kinh tế và v iệc làm ở Anh (Bean v à Jenkinson, 2001). đ ược các mục t iêu
Bất c hấp tất cả các b ằng chứng và t uyên b ố về h iệu quả của chính s ách tiền tệ và tác động của nó đối v ới tăng trưởng kinh tế, kinh tế vĩ
mục t iêu của nghiên cứu n ày là tìm h iểu xem liệu chính s ách tiền tệ v à tăng trưởng k inh tế có mối q uan hệ ở B angladesh v à Vương mô. C hính
quốc Anh h ay không, đồng t hời đánh giá t ác động lâu dài của nó. t ác động ngắn hạn và n gắn hạn của chính s ách tiền tệ tới t ăng s ách tiền
trưởng kinh tế. Nghiên c ứu này được t hực hiện bằng cách sử dụng dữ l iệu chuỗi t hời gian theo quốc gia trong g iai đoạn 1980–2019. tệ hợp lý n
M ặc dù n hiều nghiên c ứu trước đ ây đã đề c ập đến các khía cạnh khác nhau của chính s ách tiền tệ liên quan đến phát triển k inh tế, hằm đảm
n hưng theo hiểu biết tốt nhất của chúng t ôi, đây là nghiên c ứu đầu tiên xem x ét không c hỉ tác động ngắn hạn và d ài hạn của c hính bảo ổn đ
sách tiền tệ đối với t ăng trưởng kinh tế mà c òn cũng cố gắng xác đ ịnh mối quan hệ giữa chính s ách tiền tệ v à tăng trưởng kinh tế; ịnh lạm
và s o sánh giữa nước đ ang phát triển v à nước p hát triển v ề mặt này. Nghiên c ứu này coi Vương q uốc Anh là m ột quốc gia phát triển phát, giữ
v à Bangladesh l à một quốc gia đang phát triển để c ó sự s o sánh tốt hơn. Những q uốc gia n ày được lựa c họn vì nhiều l ý do. Trong nguyên c án
lịch sử, Bangladesh l à một p hần dưới sự c ai trị của Anh. Theo sau c hế độ của Anh, Bangladesh đ ã đạt được t hành c ông rực rỡ trong cân thanh t
v iệc đạt tới đ ỉnh cao của một quốc gia đ ang phát triển n gay cả sau khi P akistan sụp đổ. Mặt k hác, Vương q uốc Anh, một quốc gia oán, g iảm
phát triển k hông t hể thiếu t rên toàn cầu, tiếp tục duy trì s ự tăng trưởng của m ình. Với s uy nghĩ này, chúng t ôi đã nỗ l ực nghiên tiền lương,
Chính s ách tiền tệ v à tăng trưởng k inh t đạt được t ăng trưởng tài chính v 27
cứu v ai trò của chính s ách tiền tệ đ ối với tăng trưởng kinh tế c ủa các quốc gia này, vốn c ó lịch sử g ần nhau. lOMoAR cPSD| 49831834 Machine Translated by Google AJEB
về mặt luật l ệ thể chế và đ ạo đức thuộc đ ịa. Hơn nữa, tất c ả dữ liệu của c ác biến được p hân tích
6,1 quốc g ia này là đại d iện cho nghiên c ứu của mình để x ác định chính s ách tiền tệ thđều c ó sẵn ở các q uốc gia này, ngoại t rừ một số q uốc gia khác. T rong bối cảnh đó, ực s ự ảnh
hưởng c húng tôi coi h ai
đến n ền kinh tế của h ọ như thế nào v à liệu chính sách t iền tệ có hoạt đ ộng giống nhau t rong cả hai trường h ợp hay không. N ghiên cứu n ày kỳ
vọng rằng c ác công cụ chính s ách tiền tệ s ẽ có mức độ t ác động k hác nhau tới t ăng trưởng kinh t ế. Nếu kỳ vọng n ày được cho l à đúng thì
nghiên c ứu này sẽ đ ưa 28
ra m ột số đề xuất mà c ác nhà hoạch đ ịnh chính sách ở c ác nước đang p hát triển và đang p hát triển có thể g iải quyết khi đ ưa ra các chính s ách liên
quan đ ến tăng trưởng k inh tế. Tuy n hiên, bài viết này nhằm mục đ ích đóng góp v ào các tài liệu h iện có về chính s ách tiền tệ t heo nhiều cách. Đ ầu tiên,
nghiên c ứu này đóng g óp đáng kể cho c ác lý thuyết k inh tế bằng cách đ ưa ra bằng c hứng thực nghiệm về tầm quan t rọng của ưu t iên thanh khoản t heo
học thuyết K eynes và lý t huyết tiền tệ c ổ điển trong việc điều tiết c ung tiền và tăng t rưởng kinh t ế ở cả bối cảnh n ền kinh tế đ ang phát triển và đ ang
phát triển. Thứ hai, t heo quan điểm t hực nghiệm, theo h iểu biết tốt n hất của tác g iả, đây là nỗ l ực đầu tiên nhằm kiểm tra m ối quan hệ giữa c hính sách
tiền t ệ và tăng t rưởng kinh tế ở các quốc gia n ói trên, đồng t hời so sánh các n ền kinh tế mới n ổi và tiên tiến đ ược chọn sử d ụng dữ liệu chuỗi thời gian.
Phần c òn lại của bài v iết này được t ổ chức như sau: P hần sau trình b ày việc xem xét s âu rộng các tài liệu v à hình thành các k hoảng trống
n ghiên cứu của nghiên c ứu. Phần 3 cung cấp mô tả d ữ liệu, m ô hình và phương p háp được sử d ụng trong nghiên c ứu. Phần 4 bao gồm các
phát h iện thực nghiệm v à thảo luận, v à Phần 5 kết l uận bài viết. 2. Tổng quan t ài liệu
Phần này x em xét khung l ý thuyết và nghiên c ứu thực nghiệm v ề mối quan h ệ giữa chính s ách tiền tệ và tăng trưởng k inh tế. Có một s ố cách
để truyền t ải quan điểm c ủa chính sách t iền tệ vào nền k inh tế thực v à ảnh hưởng đ ến tăng trưởng k inh tế của một q uốc gia. Các c ông trình
nghiên c ứu lý thuyết và thực nghiệm v ề mối liên hệ g iữa chính sách t iền tệ và tăng t rưởng kinh t ế sẽ được thảo l uận sau đây.
2.1 Đánh g iá lý thuyết l àm cơ sở cho nghiên c ứu này Ngân h àng trung ương c ủa một quốc gia x ây dựng chính s ách tiền tệ t ập trung vào lãi
s uất dài hạn, tỷ giá h ối đoái thực v à ổn định giá cả, c ũng như tăng t rưởng kinh tế, t oàn dụng lao đ ộng, điều hòa chu k ỳ kinh tế và ngăn c
hặn khủng hoảng t ài chính . C hính sách tiền t ệ có một số c ông cụ như c hính sách lãi s uất, dự trữ n gân hàng, lãi suất c ho vay, nghiệp v ụ thị
trường m ở, v.v., ảnh hưởng đ ến tăng trưởng k inh tế của một q uốc gia. Các l ý thuyết về chính s ách tiền tệ v à tăng trưởng kinh tế đã tiến t
riển nhanh c hóng theo thời g ian. Tuy nhiên, n ó thậm chí còn c ó trước cả lý t huyết số lượng tiền t ệ (QTM) cổ điển (Gali, 2015). Mặt khác,
các l ý thuyết hiện đ ại mãi đến những n ăm 1930 mới x uất hiện; sau đó, n ó nổi lên nhờ l ý thuyết ưa t hích thanh khoản c ủa Keynes (Arestis v à
Sawyer, 2008). Lý thuyết tiền t ệ cổ điển là lý t huyết nổi bật s ớm nhất về chính s ách tiền tệ d ựa trên Irving Fisher Q TM, lý thuyết n ày thiết
lập k huôn khổ cho m ối liên hệ giữa c hính sách tiền t ệ và các biến số kinh t ế (Twinoburyo v à Odhiambo, 2 018a). Vì cả v ận tốc tiền và s ản
lượng của nền kinh tế đều được g iả định là không đ ổi trong QTM, n ên bất kỳ sự g ia tăng nào v ề cung tiền sẽ d ẫn đến g iá cả tăng theo t ỷ
lệ. Bên cạnh đ ó, tăng trưởng d ài hạn của nền k inh tế chỉ bị ảnh hưởng bởi các y ếu tố thực tế v à nguồn cung tiền ở mức trung t ính trong
cả ngắn h ạn và dài h ạn (Gali, 2015). Tuy nhiên, Keynes l ập luận rằng t ốc độ của tiền k hông ổn định và k hông cố định, v à do đó bác b ỏ lý
thuyết số l ượng cả về mặt k hái niệm lẫn như m ột công cụ c ủa chính sách thực t ế (Keynes, 1 936). Cung tiền được c oi là ngoại s inh trong lý t
huyết ưa thích t hanh khoản của K eynes và bất kỳ sự gia tăng
nào về c ung tiền sẽ dẫn đ ến lãi suất t hấp hơn. Lãi suất t hấp hơn tác đ ộng tích cực đ ến hiệu quả biên của đầu tư v à dòng vốn, dẫn đ ến tăng sản l ượng và lOMoAR cPSD| 49831834 Machine Translated by Google tiền có t ác động t ích cực đ ến tăng trưởng kinh t ế ở Nigeria. M ột kết q uả
tăng trưởng kinh t ế (Backhouse và B ateman, 2 011). Tuy nhiên, chính s ách t iền tệ g iúp c ác cơ quan c hính p hủ trong n ền kinh tế t tương tự
hị t rường tác động thường xuyên đ ến phương hướng v à t ốc độ của hoạt đ ộng kinh t ế tổng t hể, k hông chỉ b ao gồm tổng s ản được t ìm
lượng v à việc l àm mà c òn cả s ự ổ n định giá c ả (Friedman, 2 000). Trong l ý t huyết cổ đ iển, t iền đóng v ai trò thụ động t rong v iệc thấy t rước
xác định t ăng t rưởng kinh tế. Do đ ó, không t hể bỏ q ua t iền với tư c ách l à n guồn đ ầu tư hoặc trữ l ượng vốn trong v iệc x ác đây ( ví dụ
định t ăng trưởng kinh t ế. Tobin ( 1965) đã c hứng m inh rằng s ự g ia tăng cung t iền có t hể góp p hần thúc đ ẩy tăng trưởng cao h Kareem và c
ơn. Nói một cách đ ơn giản, c ung t iền tăng d ẫn đến lạm p hát, làm g iảm tỷ s uất l ợi nhuận t rên tiền v à t húc đẩy sự c huyển dịch ộng sự, 2
danh m ục đầu tư s ang v ốn thực. Đ iều này d ẫn đến sự g ia tăng t rữ lượng v ốn và m ức sản lượng b ình quân đầu người c ao hơn 013) trong t
trong d ài hạn. D o đ ó, khuôn k hổ Hicks–Keynes sử d ụng c ung tiền v à l ãi suất làm các b iến công c ụ đ ại diện cho c hính sách t iền rường hợp c tệ (Friedman, 1 990). ủa Nigeria đã c hỉ ra r ằng s ự
Chính s ách tiền tệ v à
2.2 Mối liên h ệ g iữa chính s ách t iền tệ v à t ăng tăng trưởng k inh t
trưởng kinh t ế N hiều nghiên c ứu đã l àm sáng tỏ c hính s ách t iền tệ v à đ ánh g iá tác động c ủa nó lên t ăng trưởng kinh t ế ở các
quốc g ia khác n hau bằng t hực nghiệm. P hân tích ả nh hưởng c ủa CSTT t ới phát triển k inh t ế, một số b ài viết c ho rằng C STT có t
ác động m ong manh h oặc không c ó tác động tới tăng t rưởng kinh t ế. Ví d ụ, Mutuku và K oech ( 2014) dự đ ịnh mô t ả t ác động c 29
ủa các cú s ốc chính s ách tài c hính và t iền t ệ đ ối với sự t iến b ộ k inh tế c ủa Kenya đ ối với d ữ l iệu
chuỗi thời g ian từ 1 997–2010 b ằng cách á p d ụng phương pháp t ự h ồi quy vectơ đ ệ q uy (VAR). Họ suy luận r ằng cung t iền và l
ãi suất n gắn hạn đ ược coi là c ông c ụ c hính sách t iền t ệ không ả nh hưởng đ áng kể đ ến s ản lượng t hực tế. Tương t ự, Kamaan
(2014) đã t iến h ành một p hân tích k hác sử d ụng p hương pháp VAR c ho thấy chính s ách t iền tệ k hông t ác động đ ến sự p hát
triển k inh t ế của K enya. Trong n ghiên cứu của họ v ề d ữ l iệu c huỗi thời g ian trong k hoảng thời g ian t ừ 1959 đến 2008, Lashkary
v à K ashani (2011) đã tiết l ộ t hông t in tương t ự t rong t rường hợp của Iran vì h ọ k hông tìm t hấy bằng c hứng t hực tế n ào về m
ối quan h ệ q ua lại giữa c ung tiền, p hát t riển kinh tế, tiền l ương v à k inh tế t hực. b iến.
Tuy nhiên, c ó r ất nhiều n ghiên cứu đã k hẳng đ ịnh vai trò t hen chốt c ủa chính s ách tiền t ệ đối với t ăng trưởng kinh t ế.
Nouri v à S amimi (2011) đã đ iều t ra mối liên h ệ giữa c hính s ách tiền tệ v à t ăng t rưởng kinh tế ở I ran bằng p hương pháp bình p
hương tối thiểu t hông thường (OLS) v à t ìm thấy mối q uan hệ t ích cực v à đ áng kể g iữa c húng. Oneyiwu (2012) nhận t hấy cung
gia tăng l ượng t iền rộng v à l ượng tiền h ẹp thể hiện c hính s ách tiền t ệ t húc đẩy tăng t rưởng kinh t ế.
Tuy nhiên, một số c ông t rình nghiên c ứu cho thấy c ó s ự kết h ợp giữa những t ác động đ áng k ể và k hông đ áng kể c ủa c hính
sách t iền tệ đ ối v ới tăng trưởng kinh t ế. Precious v à M akhetha-Kosi (2014) đã t hực hiện m ột nghiên cứu nhằm k hám phá v ai trò
của chính s ách t iền tệ t rong v iệc thúc đẩy tăng trưởng kinh t ế c ủa Nam Phi, l ấy nhận thức v ề g iai đoạn 2 000–2010. P hân tích d ữ l
iệu bằng p hương pháp mô h ình s ửa lỗi vectơ ( VECM) và m ô h ình sửa l ỗi (ECM), họ c hứng m inh rằng c ung tiền, l ãi suất r epo và t ỷ
g iá hối đ oái không t húc đẩy đ áng kể t ăng t rưởng kinh tế, trong k hi tỷ l ệ l ạm phát lại đóng v ai trò tích c ực đáng k ể. quyết đ ịnh
sự p hát t riển k inh tế c ủa Nam Phi. Mugableh ( 2019) đã x em xét kỹ l ưỡng m ối quan h ệ n hân quả cân b ằng và n ăng đ ộng giữa t
ăng trưởng kinh tế v à c ác công c ụ c hính s ách tiền t ệ ở Jordan t ừ năm 1 990 đến n ăm 2017. C ác phát hiện t ừ
mô hình A RDL c hỉ ra r ằng ngoại t rừ tỷ l ệ l ạm phát, c ung t iền và l ãi suất t hực đ ều thúc đẩy tăng trưởng kinh tế t rong n gắn h ạn.
chạy v à c hạy dài. H ơn nữa, kết q uả của phương pháp t iếp cận VECM đ ảm bảo mối q uan hệ n hân q uả hai chiều g iữa các b iến
chính s ách t iền tệ v à t ăng t rưởng kinh tế. Ufoeze v à cộng s ự. (2018) đã t hử n ghiệm thực nghiệm tác đ ộng của chính s ách t iền tệ
đến tăng trưởng kinh t ế c ủa Nigeria. C ác phát h iện cho thấy c ung tiền t húc đ ẩy đáng kể t ăng trưởng kinh tế, trong k hi lãi s uất
chính s ách t iền tệ, lãi s uất và đ ầu tư c ho thấy ả nh hưởng không đ áng k ể đ ến tăng t rưởng kinh tế. lOMoAR cPSD| 49831834 Machine Translated by Google lOMoAR cPSD| 49831834 Machine Translated by Google lOMoAR cPSD| 49831834 Machine Translated by Google AJEB
Ở đ ây, tốc đ ộ tăng t rưởng t ổng sản phẩm quốc n ội GDP 5; L NMS 5 log cung tiền t ự nhiên
(M2); L NBR 5 log t ự n hiên c ủa l ãi suất n gân hàng; LNLIR 5 log lãi suất cho vay tự nhiên; 6,1
LNER 5 l og t ự nhiên c ủa t ỷ giá hối đoái. α0 là giao đ iểm; α1, α2, α3, α4 v à α5 b iểu thị
các h ệ s ố ngắn hạn; β 1, β 2, β3, β4 v à β5 x ác định các hệ số d ài hạn; mt biểu t hị thuật ngữ lỗi. Cách tiếp cận A RDL yêu c
ầu đ ộ trễ đ ược l ựa chọn p hù hợp c ho t ừng biến của m ô h ình hồi q uy. Tiêu chí l ựa c họn độ trễ t ối ư u c ho r a kết q
uả tương t hích nhất c ủa mô hình. D ựa t rên tiêu chí t hông t in Akaike, đ ộ trễ t ối ư u đ ã được c họn cho t ừng mô hình. 34
Sau k hi chạy m ô hình A RDL, thử n ghiệm g iới hạn F được giới t hiệu b ởi Pesaran et al. (2001) được tiến h ành để c hứng
minh s ự hiện d iện của m ối liên h ệ lâu d ài giữa c ác biến số (Shahbaz et a l., 2018). Nếu t hống kê F lớn hơn g iá trị t ới
hạn c ủa giới h ạn trên I(1) v à giới h ạn dưới I (0) ở m ức ý nghĩa 1 % thì t ồn tại m ối quan h ệ dài h ạn giữa c ác biến. N ếu
thống k ê F giảm x uống d ưới các g iá trị t ới hạn I (0) và I (1) ở mức ý nghĩa 1% t hì không t ồn tại m ối quan h ệ dài h ạn. Và
nếu t hống k ê F nằm g iữa các g iá trị t ới hạn của I (0) và I (1) ở m ức ý nghĩa 1 % thì n ó được c oi là k hông có k ết luận
(Kapaya, 2020). Sau khi s ử dụng p hương pháp g iới h ạn F, các h ệ số d ài hạn đ ược rút r a cho mô hình (1). S au đó, k hám
phá c ác hệ s ố dài hạn, n ghiên c ứu này đ ã áp dụng m ô hình s ửa lỗi đ ể thu đ ược các h ệ số ngắn h ạn và s ố hạng s ửa lỗi.
Hơn nữa, chúng t ôi đã sử dụng thử n ghiệm quan hệ nhân q uả Granger của m ô hình sửa lỗi vectơ (VECM) đ ể kiểm
tra hướng q uan hệ nhân quả g iữa các biến được k iểm tra. Mô h ình ARDL kéo t heo tác động của các b iến độc lập lên b
iến phụ thuộc, nhưng n ó không đưa r a bất kỳ bằng chứng n ào về hướng của m ối quan hệ nhân q uả dài hạn và ngắn h
ạn giữa các biến đ ược kiểm tra. Cách t iếp cận của VECM k hắc phục được t rở ngại này. Cách t iếp c ận VECM để đánh giá
m ối quan hệ nhân q uả giữa các biến p hù hợp với mô hình s au. GDP ΔGDP 2LNMS 3 2γ13 2θ11k θ12k θ13k θ 14k ΔLNMS 3 2 3 2δ1 3 2ε1i3 LNER ¼ γ2 θ21k θ22k θ 23k θ24k ΔLNER δ2 ε2i 66 77 66 77 quần què 66 77 66 77 quần què 66 77 77 ðECTt 1Þ þ 6 7 6 7 6 7 6 7 6 7 6 6 ε 3i 6 6 7 LNBR γ3
θ31k θ32k θ 33k θ34k θ41k ΔLNBR δ3 6 7 6 7 6 7 6 7 6 7 7 LNLIR γ4 θ42k θ43k θ 44k ΔLNLIR δ4 ε4i 4 5 4 5 4 5 4 5 4 5 4 5 γ5 θ51k θ52k θ 53k θ54k δ5 ε5i (2)
Ngoài r a, phần d ư đóng v ai trò b ắt buộc t rong phân t ích h ồi quy. P hần d ư của mô h ình c huỗi thời g ian p hải c ó tính đ ồng n hất, có p
hân p hối c huẩn và k hông có t ương quan c huỗi. Nếu các mô hình v ượt q ua cả ba t iêu c hí này t hì chúng hợp l ệ. Thử nghiệm J arque–
Bera được s ử d ụng để k iểm tra tính q uy phạm c ủa phần d ư. Kiểm đ ịnh J arque–Bera c ung c ấp số l iệu t hống kê c hi bình phương. Nếu
giá trị p của thử nghiệm J arque–Bera v ượt quá 0 ,05 thì p hần dư đ ược coi l à có phân p hối c huẩn. T hử nghiệm h ệ số n hân L agrange
tương quan c huỗi (LM) đ ược t iến h ành để x ác
minh m ối tương quan c huỗi của phần d ư. Giả t huyết k hông của kiểm đ ịnh L M là k hông c ó mối tương quan n ối tiếp đ ến độ t rễ k, t
rong khi k đ ược xác định t rước. C uối c ùng, phép k iểm định Breusch–Pagan–Godfrey v ề tính k hông đ ồng n hất được s ử d ụng để c hứng
minh s ự t ồn tại của t ính không đ ồng n hất của p hần d ư.
Cuối c ùng, phép kiểm t ra tổng tích l ũy (CUSUM) và k iểm tra CUSUM bình p hương đ ã được thực hiện đ ể kiểm t ra
tính ổ n định c ủa các tham số c ủa từng m ô hình t ương ứng. Kiểm t ra CUSUM vẽ t ổng tích l ũy cùng v ới các đường tới
hạn 5%. Nếu tổng t ích lũy vẫn nằm g iữa các dòng t hì các tham s ố được c oi là ổn đ ịnh. Tương tự, CUSUM của các ô
vuông biểu t hị tổng t ích lũy của các ô vuông c ùng với các đường tới hạn 5 %. Sự chuyển đ ộng của các t ham số b ên
trong các đường tới hạn chứng tỏ s ự ổn đ ịnh của t ham số. lOMoAR cPSD| 49831834 Machine Translated by Google
Chính s ách tiền tệ v à tăng trưởng k inh t 35
4. Kết q uả và t hảo luận 4.1
Thống k ê mô t ả và p hân tích tương q uan Tổng s ố quan sát của t ất cả c ác biến l à 40. Với g iá trị đ ộ lệch c huẩn là 1,613 đ ối với B angladesh và
1,888 đối v ới Anh, giá t rị trung bình c ủa tốc độ t ăng trưởng G DP của B angladesh cao h ơn giá trị t rung bình của t ốc độ t ăng
trưởng GDP c ủa Bangladesh A nh (Bảng 2). M ột bằng c hứng nữa là tốc độ t ăng trưởng G DP của Bangladesh t rong 40 n ăm qua
luôn ở mức t ích cực s o với Anh, với mức tăng t rưởng GDP t hấp nhất từ t rước đến n ay là 4 ,248. Bangladesh chiếm v ị trí c ao hơn về
lượng cung t iền tính theo đơn v ị tiền t ệ địa p hương, có đ ộ lệch c huẩn lớn hơn A nh, điều này tượng t rưng cho v iệc Bangladesh
đã b iến động m ạnh mẽ chiến l ược cung t iền của m ình. Hơn nữa, khi nói đ ến tỷ g iá hối đ oái, Bangladesh có t ỷ lệ c huyển đổi cao
h ơn với Đ ô la M ỹ, n gụ ý r ằng Bangladesh có g iá trị tiền t ệ thấp h ơn Vương q uốc Anh. Giá t rị trung bình c ủa lãi s uất ngân hàng
ở B angladesh vượt q uá giá t rị trung bình c ủa Anh, có n ghĩa là t rong những năm qua, Bangladesh tiếp t ục có l ãi suất ngân h àng
cao hơn s o với A nh. Tuy n hiên, độ lệch chuẩn c ao hơn trong trường h ợp của V ương q uốc Anh làm s áng tỏ s ự biến động l ớn
hơn t rong chính sách lãi s uất ngân hàng. Lãi suất c ho vay c ủa Bangladesh mang l ại giá t rị trung bình c ao hơn. Ngược l ại với lãi
suất cho v ay của B angladesh, Anh đã t ạo ra n hững sai lệch c ực lớn t rong nhiều năm qua, tương t ự như lãi s uất ngân hàng. Tuy
n hiên, ngoài tăng trưởng k inh tế, t ất cả c ác biến đều c ó độ lệch dương, t rong khi l ãi suất cho v ay của B angladesh có đ ộ lệch â
m. Tất c ả các g iá trị đ ộ nhọn ư ớc tính đều nhỏ h ơn ba v ề m ặt tuyệt đối, cho t hấy rằng các b iến này c ó tính c hất platykurtic. B
ằng chứng về t ính chuẩn tắc tồn t ại trong tất c ả các b iến số n goại trừ tốc đ ộ tăng trưởng G DP của A nh và cung t iền của
Bangladesh, v ì giá t rị xác s uất của các b iến số k hác
đều c ao hơn 5%, l à mức m ong muốn.
Phân tích tương q uan giúp c ác nhà n ghiên c ứu xác đ ịnh mối tương q uan giữa c ác biến khác nhau có t hể ảnh h ưởng đ ến sự
đ óng góp của c ác biến độc l ập được đ iều t ra (Sarwaret a l., 2020). Kết q uả từ b áo cáo m a trận t ương quan c ho thấy cung t iền
và tỷ g iá h ối đoái có m ối tương q uan dương v ới t ăng trưởng GDP, t rong khi lãi s uất ngân hàng v à lãi s uất cho vay c ó mối t ương
q uan nghịch với tăng trưởng G DP ở B angladesh (Bảng 3). Tương t ự, đối v ới Vương q uốc Anh, t ất cả các biến đ ộc lập ngoại t rừ
lãi suất c ho vay đ ều cung cấp n hững bằng chứng giống n hau về mối tương q uan tích c ực với t ăng trưởng GDP. X em xét k ết quả
c ủa ma t rận tương q uan, chúng ta có thể suy r a rằng c ung tiền, tỷ g iá hối đ oái, lãi suất ngân h àng và l ãi suất cho v ay có t ương
quan với tốc đ ộ tăng t rưởng GDP ở một m ức độ n gẫu nhiên ở c ả h ai quốc gia.
Trong b ối cảnh đó, g iá trị c ủa các hệ s ố t ương quan g iữa các biến đ ộc lập ( cung tiền, tỷ giá hối đ oái, lãi suất n gân hàng và l ãi suất
c ho vay) nằm d ưới g iá trị n gưỡng 0,80, có n ghĩa là
tập d ữ liệu của c húng tôi không c ó vấn đ ề đa c ộng tuyến (Farrar và G lauber, 1967) .
Bảng 4 trình bày k ết quả c ủa các t hử nghiệm nghiệm đơn v ị. Kiểm thử n ghiệm đơn vị đ ã được thực hiện để đ ảm bảo r ằng
không còn ( các) biến I(2) nào c òn sót l ại trong phân t ích (Nathaniel, 2020). Kết quả k iểm định ADF c ho thấy cả h ai biến n ghiên
cứu của B angladesh và A nh đều không dừng ở mức c hênh lệch thứ 2 . Đối v ới Bangladesh, nó m ô t ả rằng các b iến cơ b ản được t
ích hợp theo t hứ tự h ỗn hợp giữa c ấp độ v à chênh lệch t hứ nhất. Ngoài GDP v à LNER, t ất cả c ác biến đều ổn định ở mức c
hênh lệch thứ n hất đối v ới Bangladesh, trong khi c hỉ có G DP là ổ n đ ịnh ở m ức độ của V ương quốc A nh. Do đó, c ác kết q uả ủng
h ộ tính đ ủ điều kiện á p dụng m ô hình A RDL cho cả các trường h ợp ở B angladesh và V ương quốc A nh. Để c ủng cố những k ết
quả thu đ ược t ừ thử nghiệm ADF, chúng tôi t iếp tục áp d ụng thử n ghiệm Phillips–Perron. Kết quả p hù hợp v ới kết q uả của bài k
iểm tra ADF. D o đó, c húng tôi tiến hành c hạy mô h ình ARDL.
4.2 Lựa c họn độ t rễ tối ư u, k iểm tra giới h ạn F v à mối q uan hệ d ài hạn T rước k hi thực hiện m ô hình ARDL, c húng tôi đã c
họn độ t rễ tối ư u dựa trên tiêu c hí thông tin Akaike để p hát triển mô h ình tốt n hất. Hình 3 cho thấy mô h ình ARDL ( 1,3,3,3,1) cho
Bangladesh và m ô hình ARDL ( 3,2,3,3,4) cho Vương q uốc Anh đ ược t rưng bày l à những m ô hình p hù hợp n hất. lOMoAR cPSD| 49831834 Machine Translated by Google lOMoAR cPSD| 49831834 Machine Translated by Google lOMoAR cPSD| 49831834 Machine Translated by Google lOMoAR cPSD| 49831834 Machine Translated by Google
AJEB Khi Bangladesh nhập k hẩu nhiều hơn xuất khẩu, t iền chảy ra khỏi đất n ước nhiều hơn số tiền h ọ k iếm 6,1
được t ừ xuất khẩu. Tỷ giá hối đ oái yếu sẽ
thúc đẩy t ăng trưởng kinh tế theo m ột hướng mới trừ k hi Bangladesh x uất khẩu nhiều hơn lượng n hập khẩu. Do đó, t ỷ giá hối đoái yếu sẽ l àm thu hẹp vốn v à c uối cùng
làm chậm tăng t rưởng kinh tế. Kết quả tương t ự có thể được rút r a từ Vương quốc A nh, nơi t ỷ giá h ối đoái tăng đã gây tổn hại c ho tăng trưởng kinh t ế. Tương tự, ở
Bangladesh, c án cân thương mại của A nh âm, nghĩa là Anh nhập k hẩu nhiều hơn xuất khẩu. N goài ra, với tỷ g iá hối đoái tương đối
40 mạnh, hàng hóa của Vương q uốc Anh trở nên đắt hơn, l àm giảm xuất khẩu. D o đó, nó ltrưởng k inh tế. Do đó, từ những p hát hiện của Bangladesh v à Anh, có thể suy ra
r ằngàm cản trở s ự t ăng nền kinh tế n ói
chung phải c hịu sự tăng vọt của tỷ g iá hối đoái do cán cân t hương mại âm. Kết quả n ày phù hợp v ới những phát hiện trước đ ó (Srithilat và
cộng sự, 2 017; Fasanya và cộng s ự, 2013).
Mặc dù sự gia tăng cung t iền (M2) gây ra nguy cơ l ạm phát, nhưng cả h ai nền kinh tế của Bangladesh v à Vương quốc Anh đều đ ược hưởng
lợi từ nguồn c ung tiền trong dài h ạn. Tuy nhiên, nguồn c ung tiền q uá mức cần được kiểm soát v à Ngân hàng Trung ương n ên quyết định
mức ngưỡng c ung tiền hoàn h ảo để đ ạt được tăng t rưởng bền vững và hạn c hế áp lực lạm phát. Cần t hực hiện ngay các hành động nhằm
ấn đ ịnh tỷ giá hối đoái v à quyết định lãi suất cho v ay đối với Bangladesh v à Vương quốc Anh nhằm n găn chặn những tác động bất lợi đ ến tăng trưởng kinh tế.
Tuy nhiên, h ệ số LNBR, không có ý nghĩa thống kê, thậm c hí ở mức 10%, báo hiệu r ằng lãi suất n gân hàng có t ác động nhân quả không
đáng k ể đến tăng trưởng GDP ở Bangladesh.
Kết quả này một phần phù hợp v ới Ufoeze et al. (2018). Do đó, tác động của l ãi suất ngân hàng lên t ăng trưởng kinh t ế là không thuyết
phục đ ối với Bangladesh. Mặt k hác, lãi suất ngân h àng ở Anh thể h iện mối quan hệ tích c ực với tăng trưởng kinh t ế. Do đó, sự không c hắc
chắn rằng lãi suất n gân hàng đ ang tăng có thể cản trở tăng trưởng k inh tế là không đ úng đối với Vương quốc A nh. Vì Vương quốc A nh l à
một nền k inh tế định hướng dịch vụ, v iệc tăng lãi suất ngân h àng có thể thúc đẩy t rách nhiệm pháp l ý của c ác tổ chức tài chính v à ngân
hàng tư nhân, điều n ày có thể thúc đẩy h ọ hướng tới các hành đ ộng hướng tới lợi n huận nhiều hơn và ít t ốn thời gian hơn nhằm k huếch
đại các hoạt động k inh tế và t húc đẩy hoạt động kinh tế. tăng t rưởng khắp cả nước. C ác nền kinh tế tiên t iến như Vương quốc A nh c ó í t
lựa chọn để giảm lãi suất n gân hàng hơn nữa và do đ ó, họ đã sử dụng các c ông cụ chính sách tiền t ệ
độc đáo như nới lỏng định l ượng để đảm bảo tăng t rưởng kinh tế bền vững (Venter, 2020).
Lãi suất cho vay, m ột chỉ số chính sách t iền tệ khác, cho thấy t ác động tiêu cực đối v ới cả Bangladesh và V ương quốc Anh. Nói một
cách đ ơn giản, tăng trưởng k inh tế gặp khó khăn k hi lãi s uất cho vay tăng. Rõ ràng, m ức lãi suất cho vay càng l ớn thì tốc độ tăng t rưởng
kinh tế càng c hậm. Tiết lộ này tương t ự như những phát hiện trước đ ây (Amarasekara, 2 008).
Nhìn chung, v iệc tăng lãi suất cho v ay cũng làm tăng chi phí đ i vay, dẫn đến thu h ẹp đầu tư trong n ền kinh tế (Mushtaq v à Siddiqui, 2016).
Do đó, mức đầu tư thấp h ơn sẽ cản trở sự tăng t rưởng kinh t ế của đất n ước. Thị trường tài chính c ủa Bangladesh bao gồm c ả đầu tư công
và tư n hân thông qua l ĩnh vực ngân hàng, n ơi lãi suất cho vay c ó ảnh hưởng đáng kể đến v iệc huy động tiết k iệm hộ gia đình v à đưa ra q
uyết định đầu tư. Lãi suất c ho vay tăng sẽ làm giảm t ổng cầu, đầu tư v à tổng sản lượng. Do đó, điều này tạo r a tác động tiêu cực đến t ăng
trưởng kinh tế. T ương tự, việc cắt giảm l ãi suất ( cho
vay hoặc đi vay) có thể t húc đẩy niềm tin của doanh n hân, nhà đầu tư v à người tiêu dùng đối v ới
khoản đ ầu tư dài hạn. Các c ông ty thường có thể x em xét lãi suất khi xác đ ịnh có nên tiếp tục c hi tiêu đ ầu tư vốn dài hạn hay k hông. Lãi
suất giảm có t hể kích thích niềm tin v à dẫn đến tăng tốc đ ầu tư vốn theo kế hoạch và t ăng trưởng kinh tế. Do đ ó, lãi suất cho vay c ao hơn
dẫn đến tăng t rưởng thấp hơn v à lãi suất cho vay thấp h ơn sẽ dẫn đến tăng trưởng k inh tế cao hơn (Lee v à Werner, 2018). Thêm vào đó, d
o tốc độ tăng trưởng kinh t ế của Vương quốc A nh ít nhiều vẫn ổn định t rong những năm qua, lãi suất cho vay tăng c ao có thể khiến ngành
d ịch vụ khổng lồ của n ước này tránh nhận t ín d ụng, cuối cùng sẽ cắt g iảm đầu tư. Và khi đầu t ư giảm, nền kinh tế c ũng bị ảnh hưởng vì t
hiếu năng s uất và vốn. lOMoAR cPSD| 49831834 Machine Translated by Google lOMoAR cPSD| 49831834 Nghiên Machine Translated by Google cứu n ày đ ưa ra một s ố hàm ý r ằng các n ước đang p hát triển nên c hú ý t ăng cung tiền t rong nền kinh tế bằng c ách
Trước khi t hực hiện b ất kỳ c hính sách d ài hạn n ào c ó thể đ ịnh hình nguồn c ung tiền v à tăng trưởng k inh tế, c ơ quan c ó thẩm quyền c ần t hận kiểm soát tỷ l ệ
trọng h ơn vì c ả nguồn c ung tiền và t ăng trưởng kinh t ế đều c ó thể ả nh hưởng lẫn n hau. H ơn n ữa, mối q uan hệ nhân quả h ai c hiều t rong lạm p hát đồng
ngắn hạn đ ã đ ược bộc l ộ giữa ( 1) tỷ g iá hối đ oái và c ung tiền; ( 2) lãi s uất ngân h àng và cung tiền. N ói m ột c ách đơn g iản, cung t iền dường n thời đ ưa ra
hư tác đ ộng đến t ỷ g iá ngân h àng và tỷ giá h ối đ oái với h iệu ứng p hản hồi. các c hính sách
Do đó, c ơ quan tiền t ệ của B angladesh s ẽ thận trọng x em x ét hậu q uả đ ối v ới h ệ thống t ài chính t rước k hi ban h ành bất k ỳ c hính sách nào l k inh tế để c ải
iên quan đ ến cung t iền, tỷ g iá ngân h àng và tỷ g iá hối đ oái. thiện c ơ h ội việc làm v à
Không g iống n hư trường hợp c ủa B angladesh, như được m ô tả trong Bảng 9, m ối q uan hệ nhân q uả dài hạn m ột c hiều được t ìm t hấy tổng s ản lượng
giữa cung tiền và t ăng trưởng kinh t ế ở A nh, điều đó c ó nghĩa l à việc thực hiện b ất kỳ t hay đổi n ào t rong cung t iền sẽ không c ó bất k ỳ tác đ t rong n ước.
ộng tương h ỗ n ào lên t ăng trưởng k inh tế. Tuy n hiên, mối q uan hệ nhân q uả hai c hiều t rong n gắn hạn đ ã được bộc l ộ g iữa cung tiền và c hính
Chính s ách tiền tệ v à
sách tiền t ệ, cũng n hư giữa lãi s uất ngân hàng và c ung tiền. tăng trưởng k inh t
4.5 Đ ộ tin c ậy c ủa m ô
hình Kết q uả trong Bảng 10 chỉ ra r ằng phần dư đ ã vượt q ua tất c ả các k iểm t ra chẩn đ oán cho c ả mô hình Bangladesh và V ương q uốc Anh. 43
Phần dư c ó phân p hối chuẩn, không c ó tương q uan nối t iếp và k hông có v ấn đề v ề tính không đ ồng nhất. D o đó, c ác m ô hình hồi q uy c ủa c
húng tôi c ó t hể sử d ụng được. K ết q uả c ũng cho t hấy các g iá t rị c ủa R b ình phương và R bình p hương điều chỉnh đ ều đ ạt y êu cầu. T hống kê
D urbin– Watson không c ho t hấy dấu h iệu nào c ủa h iện tượng t ự tương q uan bậc m ột, cả t rong b ối cảnh c ủa
Bangladesh và Vương q uốc Anh. Thống k ê F c ũng có ý n ghĩa thống k ê. V ì vậy, chúng t ôi s uy l uận rằng các mô hình của c húng t ôi đ ược trang b ị tốt.
Hình 4 thể h iện kết q uả kiểm đ ịnh CUSUM v à bình phương C USUM cho m ô hình A RDL của B angladesh v à Vương quốc A nh. Các p hát hiện
đã minh h ọa tính ổ n định của m ô hình v à chỉ r a rằng các t ham số c ủa m ô hình đối v ới B angladesh v à Vương q uốc Anh đ ược đưa v ào bên t
rong c ác đ ường t ới hạn 5%. D o đó, c húng
tôi suy r a r ằng tất c ả các h ệ số trong m ô hình A RDL đều ổ n định.
5. Kết l uận và h àm ý chính s ách Chính s ách tiền tệ c ó vai trò q uan trọng t rong v iệc ổn định n ền kinh t ế. Bài v iết này t ìm h iểu tác đ ộng
của chính s ách tiền tệ đ ến tăng trưởng k inh tế ở m ột q uốc gia đ ang phát triển d o Bangladesh đ ại d iện và m ột quốc g ia phát t riển do
Vương quốc Anh đ ại d iện. Kiểm đ ịnh Dickey–Fuller mở rộng v à kiểm định P hillips–Perron chứng nhận rằng không có b iến nào đ ứng yên ở
sai p hân thứ 2 . H ơn nữa, k ết quả c ủa k iểm định giới hạn F khẳng đ ịnh rằng tồn t ại m ối quan h ệ dài h ạn giữa c ác biến s ố chính s ách tiền
tệ và t ăng trưởng kinh t ế trong c ả hai b ối cảnh. Sau đ ó, c ác h ệ số dài h ạn t ừ mô h ình ARDL cho t hấy cung tiền t húc đẩy đ áng kể tăng trưởng k inh tế
ở B angladesh và Vương q uốc Anh. Có t hể t hấy rõ rằng việc t ăng tỷ giá h ối đ oái và lãi s uất cho v ay s ẽ cản trở t ăng trưởng k inh tế của c ả hai q
uận. C ác p hát hiện cũng mô t ả rằng, m ặc d ù lãi s uất ngân hàng t ăng
nhưng tốc đ ộ tăng trưởng k inh tế của V ương q uốc Anh v ẫn ở m ức c ao. Cuối cùng, c ác hệ số ngắn h ạn cho
thấy tác đ ộng ngẫu nhiên c ủa t ất c ả các b iến số ở c ác g iai đoạn trễ k hác n hau, biểu thị t hực tế r ằng chính s ách tiền tệ c ủa c ả Bangladesh v
à Vương q uốc Anh c ần p hải được t hực hiện với một k ế hoạch d ài h ạn để đạt đ ược t ăng trưởng kinh t ế bền v ững. Giá t rị E CT c ao hơn ở c
ả Bangladesh v à V ương q uốc Anh x ác nhận t ính bền v ững của m ối quan h ệ lâu d ài. Cuối cùng, c ách tiếp cận n hân quả c ủa VECM Granger đ
ã chỉ ra rằng khi á p d ụng chính sách đ ọc lượng c ung t iền, hiệu ứng p hản hồi c ần đ ược x em xét t rong t rường hợp của B angladesh. N ó cũng
hình dung r ằng nguồn cung t iền đóng một v ai t rò q uan trọng trong v iệc xác định tăng t rưởng kinh tế c ho cả B angladesh v à Vương q uốc Anh. lOMoAR cPSD| 49831834 Machine Translated by Google lOMoAR cPSD| 49831834 Machine Translated by Google