Cơ chế truyền dẫn tỷ giá và chính sách tiền tệ của croatia

ĐẠI HỌC KINH TẾ THÀNH PHỐ HỒ CHÍ MINH CAO HỌC KINH TẾ TRIẾT HỌC PHẬT GIÁO VÀ ÁNH HƯỞNG ĐẾN ĐỜI SỐNG TINH THẦN VIỆT NAM GVHD: TS. NGUYỄN KHẮC QUỐC BẢO SVTH: Nhóm 3 - TCDN NGÀY 1 – CHK20 CƠ CHẾ TRUYỀN DẪN TỶ GIÁ VÀ CHÍNH SÁCH TIỀN TỆ CỦA CROATIA DANH SÁCH NHÓM  1. Lê Nguyễn Hoàng Anh 2. Mai Thùy Dung 3. Trần Minh Duy 4. Huỳnh Thị Thùy Dương 5. Đào Đức Hạnh 6. Nguyễn Ngọc Hân 7. Vũ Thị Thu Hiền 8. Nguyễn Thị Kiều Hoa 9. Đặng Thị Minh Huyền 10. Đồng Khánh Quyên 11. Nguyễn Thị Quyên 12. Nguyễn Phạm Dạ Quỳnh 13. Nguyễn Văn Thảo 14. Nguyễn Công Thiêm 15. Trần Văn Thiện MỤC LỤC  1. Dẫn nhập và giới thiệu .................................................................................... 1 1.1. Dẫn nhập ........................................................................................................... 1 1.2. Giới thiệu .......................................................................................................... 2 2. Cơ sở lý luận..................................................................................................... 5 2.1. Định nghĩa tỷ giá hối đoái mục tiêu .................................................................. 5 2.2. Lý thuyết ngang bằng sức mua ......................................................................... 5 3. Phương pháp nghiên cứu ................................................................................ 7 3.1. Trong ngắn hạn: sử dụng phương pháp VAR (với sai phân bậc 1) .................. 7 3.2. Trong dài hạn: phương pháp đồng liên kết ....................................................... 9 4. Dữ liệu và kết quả .......................................................................................... 10 4.1. Thu thập dữ liệu .............................................................................................. 10 4.2. Kết quả nghiên cứu ......................................................................................... 11 4.2.1. Sử dụng VAR với sai phân bậc 1 .................................................................... 11 4.2.2. Tiếp cận đồng liên kết ..................................................................................... 17 5. Kết luận .......................................................................................................... 19 TỶ GIÁ HỐI ĐOÁI MỤC TIÊU VÀ CHÍNH SÁCH TIỀN TỆ CỦA CROATIA Nhóm 3 – TCDN Ngày 1 – CHKTK20 – ĐH Kinh tế TP.HCM 1 1. Dẫn nhập và giới thiệu 1.1. Dẫn nhập Tỷ giá hối đoái mục tiêu được xem xét như là lựa chọn chính sách tốt nhất tại các nền kinh tế bị “đô la hóa”, khi tiền lương và giá cả hướng theo tỷ giá hối đoái. Chính vì vậy, bài viết nghiên cứu mức độ của hiệu ứng truyền dẫn tỷ giá hối đoái đến lạm phát tại Croatia - một quốc gia có nền kinh tế mở - nhỏ và có sự “đô la hóa” ở mức cao để có chính sách tiền tệ thích hợp nhất. Thực tế trong giai đoạn giữa những năm 1990 đã cho thấy chính sách tiền tệ ở Croatia đã rất thành công trong việc giảm tỷ lệ lạm phát bằng việc sử dụng tỷ giá hối đoái mục tiêu nghiêm ngặt - được đặc trưng bởi mức thay đổi rất thấp của tỷ giá và một sự chủ động của Ngân hàng Trung ương (NHTW) trên thị trường ngoại hối. Tỷ giá mục tiêu nghiêm ngặt đã rất thành công trong việc chặn đứng siêu lạm phát, ổn định nền kinh tế và kéo theo lạm phát ở mức thấp thời kỳ sau đó. Tuy nhiên, với thay đổi gần đây trong khuôn khổ lập pháp như luật NHTW Croatia mới (qua việc xác định rõ ràng sự ổn định giá là mục tiêu đầu tiên của chính sách tiền tệ, giảm sự nhấn mạnh lên tỷ giá hối đoái), sự mở rộng tài khoản vốn (được yêu cầu như một phần của tiến trình gia nhập EU đã kiểm tra khả năng của NHTW Croatia (CNB) trong việc giữ sự kiểm soát chặt chẽ đối với tỷ giá hối đoái) và sự phát triển của thị trường tài chính (cung cấp các công cụ chính sách mới và tiến trình cắt giảm vai trò của dự trữ bắt buộc mở ra cơ hội mới cho việc sử dụng tích cực hơn hoạt động thị trường mở bởi CNB) gợi ý rằng chính sách này có thể sẽ phải xem xét lại trong tương lai. Với việc sử dụng phương pháp VAR (với sai phân bậc 1) trong mô hình phân tích trong ngắn hạn và phương pháp VAR đồng liên kết trong dài hạn, kết quả đã chỉ ra rằng sự truyền dẫn tỷ giá là thấp khi mà tỷ giá đã được ổn định. Điều này sẽ cho thấy nền kinh tế bị “đô la hóa” mà hầu hết bị giới hạn bởi tài sản tài chính thì tỷ giá hối đoái mục tiêu chặt chẽ có thể không nhất thiết phải là lựa chọn tốt nhất. TỶ GIÁ HỐI ĐOÁI MỤC TIÊU VÀ CHÍNH SÁCH TIỀN TỆ CỦA CROATIA Nhóm 3 – TCDN Ngày 1 – CHKTK20 – ĐH Kinh tế TP.HCM 2 1.2. Giới thiệu Hầu hết các nền kinh tế thị trường mới nổi đều có những biểu hiện tiêu cực mà Calvo và Reinhart (2000) gọi là “sợ thả nổi tỷ giá”. Vì những ảnh hưởng mạnh của tỷ giá vào thương mại và lạm phát, các NHTW tại các nền kinh tế mở cửa qui mô nhỏ khó có thể không quan tâm đến sự biến động của tỷ giá. Ở các nền kinh tế thị trường mới nổi những quan tâm này là đa chiều bởi áp lực từ nhiều loại ngoại tệ mà không có hàng rào bảo vệ, điều này sẽ làm cho hệ thống tài chính dễ bị tổn thương do sự biến động tỷ giá. Hệ quả của điều này, NHTW tại các nền kinh tế thị trường mới nổi cảm thấy không an tâm với sự biến động tỷ giá và thường xuyên có hoạt động can thiệp để ổn định tỷ giá. Mặc dù vậy, không có một cái mốc tỷ giá rõ ràng và NHTW khẳng định tỷ giá của họ là “đang thả nổi”, sự can thiệp là cần thiết và theo đó tỷ giá trở nên khá cứng nhắc. Croatia là một ví dụ đáng chú ý về sự sợ thả nổi tỷ giá. Chính sách NHTW Croatia (CNB) đối phó với sự lạm phát mạnh thời chiến tranh vào những năm đầu của thập niên 90 là cố định tỷ giá hoàn toàn với đồng Mác Đức. Thậm chí sau khi sự cố định này đã đạt được thành công vào năm 1994, chính sách tiền tệ vẫn bị chi phối mạnh bởi tỷ giá. Sự chịu đựng của CNB về sự biến động tỷ giá là khá thấp và sự can thiệp vào tỷ giá là tương đối tự động. Về mặt này, thật thú vị khi so sánh Croatia với các quốc gia khác cũng có các điều chỉnh tỷ giá tương tự như Cộng hoà Séc, Slovakia, Slovenia, Romania – tất cả, đều giống Croatia là quản lý sự thả nổi tỷ giá trong bảng xếp hạng của IMF, và một quốc gia cố định tỷ giá vừa phải như Hungary. Trong khi 3 quốc gia sau cùng có một quá trình giảm giá liên tục từ năm 1994 (như Slovenia, Hungary), tiền tệ của Croatia, cũng giống như tiền tệ của CH Séc, Slovakia, đã được ổn định theo thời gian và cùng với nhóm này, sự biến động của nó cũng rất nhẹ nhàng (Bảng 1). Ấn tượng ban đầu này được xác định bởi đo lường sự không ổn định- thể hiện trong Bảng 1, nơi Croatia thể hiện sự cố định tỷ giá mạnh nhất. Trong thời kỳ từ tháng 01/1994- 07/2001, khả năng thay đổi % hàng tháng vượt quá mức biến động của tỷ giá trong khoảng +/-2,5% chỉ là 1,1%, thấp hơn nhiều so với các quốc gia khác trong mẫu nghiên cứu. TỶ GIÁ HỐI ĐOÁI MỤC TIÊU VÀ CHÍNH SÁCH TIỀN TỆ CỦA CROATIA Nhóm 3 – TCDN Ngày 1 – CHKTK20 – ĐH Kinh tế TP.HCM 3 Bảng 1: Tỷ giá hối đoái tại các nước cố định theo đồng Mác Đức Sự chịu đựng thấp đối với biến động tỷ giá, và sự bất ổn hệ quả của tiền cơ sở, thì đã được phản ánh vào lạm phát. Thực tế, sự bất ổn định của lạm phát đã ảnh hưởng đến CH Séc và Slovakia, ngay cả khi tỷ giá ổn định và chính sách tiền tệ thắt chặt đã tạo ra mức lạm phát thấp ở Croatia. Điều gì dẫn đến sự e sợ thả nổi tỷ giá? Điều quan trọng nhất là các mối quan tâm về hậu quả của việc đô la hoá - đang lan rộng tại Croatia. Tiền gửi ngoại tệ chiếm 60% trong bảng tiền tệ, một tỷ lệ lớn hơn nhiều so với phần còn lại của số liệu mẫu TỶ GIÁ HỐI ĐOÁI MỤC TIÊU VÀ CHÍNH SÁCH TIỀN TỆ CỦA CROATIA Nhóm 3 – TCDN Ngày 1 – CHKTK20 – ĐH Kinh tế TP.HCM 4 (Bảng 2). Nguồn gốc của hiện tượng này là hậu quả của cuộc chiến tranh những năm đầu của thập niên 90, điều mà cả Croatia và nước láng giềng Slovenia đều gặp phải. Thực sự, sự mở rộng của quá trình đô la hoá ở cả hai quốc gia đã khá mạnh mẽ vào năm 1994, khi ngoại tệ được sử dụng như phương tiện thanh toán. Trong khi tại Slovenia đã có sự hạn chế ngoại tệ và tình trạng xâm nhập đã giảm đi, thì chiến tranh tại Croatia vẫn kéo dài đến năm 1995, và cùng với nó là sự bất ổn kinh tế và siêu lạm phát. Thậm chí ngay cả khi nỗ lực ổn định kinh tế vĩ mô được thực hiện vào năm 1994, tình trạng đô la hoá vẫn tiếp tục kéo dài đến năm 1998, và mức độ suy giảm không đáng kể. Bảng 2: Tiền gửi ngoại tệ của các nước Trong bối cảnh này, bất cứ chính sách tiền tệ độc lập nào cũng gặp phải những rủi ro nghiêm trọng của sự bất ổn tài chính và ảnh hưởng của chúng trong kiểm soát lạm phát bởi mức dự trữ hạn chế. Những sự thay đổi bất thường của tỷ giá có thể phá hủy bảng cân đối của các chủ thể trong nền kinh tế, bởi vì sự gia tăng của các khoản nợ xấu gây nguy hiểm cho tính ổn định của hệ thống ngân hàng. Thêm vào đó, hiệu quả của chính sách thắt chặt tiền tệ có thể bị làm yếu đi nếu sự đánh giá tỷ giá hợp lý làm gia tăng vị thế tài chính của những người cư trú với một phần lớn của nợ nước ngoài. Trong trường hợp nền kinh tế bị đô la hóa hoàn toàn, khi giá cả và tiền lương được niêm yết bằng ngoại tệ, chính sách tiền tệ trở nên vô hiệu toàn bộ và chỉ chiến lược chủ động là mục tiêu tỷ giá (Ize and Levy Yeyati, 2001). TỶ GIÁ HỐI ĐOÁI MỤC TIÊU VÀ CHÍNH SÁCH TIỀN TỆ CỦA CROATIA Nhóm 3 – TCDN Ngày 1 – CHKTK20 – ĐH Kinh tế TP.HCM 5 2. Cơ sở lý luận 2.1. Tỷ giá hối đoái mục tiêu Tỷ giá hối đoái mục tiêu là tỷ giá thị trường được giao dịch quanh tỷ giá chính thức và một biên độ được ấn định sẵn. Tỷ giá mục tiêu là mức tỷ giá phản ánh chính xác các mối quan hệ kinh tế, đối ngoại của quốc gia, là mức tỷ giá mà tại đó các nguồn lực tài chính được phân bổ một cách hiệu quả nhất. Khả năng tính toán tỷ giá mục tiêu cho nền kinh tế và mức độ tin cậy của những tính toán này có ý nghĩa quyết định đối với vai trò điều tiết của NHNN trong phạm vi cơ chế tỷ giá đã lựa chọn. 2.2. Lý thuyết ngang bằng sức mua Ngang sức mua PPP phân tích mối quan hệ giữa lạm phát và tỷ giá hối đoái. PPP có hai hình thức là PPP tuyệt đối và PPP tương đối. Hình thức tuyệt đối được gọi là Luật một giá được xây dựng trên giả định thị trường cạnh tranh hoàn hảo. Luật một giá cho rằng giá cả của các sản phẩm giống nhau ở hai nước khác nhau sẽ bằng nhau khi được tính bằng đơn vị tiền tệ chung. Nếu có một sự chênh lệch trong giá cả thì mức cầu sẽ dịch chuyển để các giá cả này trở nên cân bằng (hay được gọi là hiệu ứng truyền dẫn “một – một” hoàn toàn). Hình thức tương đối của lý thuyết ngang bằng sức mua giải thích cho khả năng bất hoàn hảo của thị trường như chi phí vận chuyển, thuế quan và hạn ngạch, vv.. Hình thức này cho rằng do các điều kiện bất hoàn hảo của thị trường nên giá cả của những sản phẩm giống nhau ở các nước khác nhau sẽ không nhất thiết bằng nhau khi được tính bằng đồng tiền chung (hay được gọi là hiệu ứng truyền dẫn “một – một” không hoàn toàn). Khi hiệp định Bretton Woods sụp đổ thì mối liên hệ giữa tỷ giá hối đoái và mức giá trong nước đã nhận được sự quan tâm rất lớn. Và thực tế cho thấy có rất ít đóng góp về phân tích sự truyền dẫn hoàn toàn, ví dụ: sự ảnh hưởng của thay đổi tỷ giá lên các sự đo lường khác nhau của giá cả nội địa dọc theo chuỗi sản xuất (bao gồm giá xuất/nhập khẩu và sự đo lường lạm phát tiêu dùng). Thay vào đó, phần lớn các nghiên cứu tập trung vào các phân đoạn cụ thể, như sự truyền dẫn của giá cả nhập/xuất khẩu, hoặc sự đồng bộ hóa của các sự đo lường mức giá khác nhau. Dựa trên hình thức tương đối của TỶ GIÁ HỐI ĐOÁI MỤC TIÊU VÀ CHÍNH SÁCH TIỀN TỆ CỦA CROATIA Nhóm 3 – TCDN Ngày 1 – CHKTK20 – ĐH Kinh tế TP.HCM 6 lý thuyết ngang bằng sức mua các nhà kinh tế học đã có các nghiên cứu về các mức độ truyền dẫn không hoàn toàn. Các nguyên nhân về sự truyền dẫn không hoàn toàn này đã được chỉ ra bởi các nghiên cứu của: Dornbusch (1987) và Krugman (1987) chứng minh rằng một sự truyền dẫn nhỏ hơn “một – một” có thể được giải thích bởi sự cạnh tranh không hoàn hảo, hoặc chiến lược giá hướng tới thị trường. Các nhà sản xuất nước ngoài điều chỉnh giá cả nhằm mục tiêu giữ sự ổn định thị phần trong thị trường nội địa. Hành vi chiến lược này có thể là nguồn gốc khiến tỷ lệ truyền dẫn tiến tới không. Và Gosh and Wolf (2001) chỉ ra rằng sự truyền dẫn không hoàn toàn trong ngắn hạn có thể xuất hiện từ chi phí thực đơn. Hiệu ứng truyền dẫn sẽ không là “một – một” nhưng cụ thể mức độ truyền dẫn tại các nền kinh tế khác nhau sẽ cho các kết quả khác nhau. Cụ thể: Vào năm 2000, nghiên cứu của McCarthy chỉ ra rằng mặc dù lợi ích của các kênh truyền dẫn (tỷ giá ảnh hưởng đến lạm phát) đã được hạn chế phần lớn ở các nước phát triển – các bằng chứng thực nghiệm chỉ rõ một sự truyền dẫn ở mức độ thấp và giảm dần. Đến năm 2001, Choudri and Hakura cho rằng sự truyền dẫn này xuất hiện và là ngoại sinh với các cơ chế khác nhau và có xu hướng nhỏ hơn khi lạm phát ở mức thấp, xác nhận một các gián tiếp sự quan trọng của kỳ vọng trong cơ chế truyền dẫn. Ngược lại, theo Ross (1998) và Kuijs (2001) thì các bằng chứng của một sự truyền dẫn thấp dường như không đúng đối với các nền kinh tế chuyển đổi. Một số đặc trưng của nền kinh tế Croatia có thể ảnh hưởng đến cường độ của sự truyền dẫn. Có hai điểm cần chú ý, thứ nhất Croatia là một nền kinh tế nhỏ và mở ở mức độ trung bình (so sánh với các nền kinh tế chuyển đổi khác). Thứ hai, quan trọng hơn, Croatia là một nền kinh tế bị đô la hóa ở mức cao với sự thay thế tài sản và sự thay đổi giá cả theo tỷ giá ở mức cao. Điều này, tự thân nó, lập luận cho sự truyền dẫn ở mức độ cao. Ngày nay sự đô la hóa ở Croatia được tạo động lực chính bởi sự thay thế tài sản, những người cư trú giữ phần lớn tiết kiệm của họ ở dạng ngoại tệ và các ngân hàng cung cấp các khoản vay bằng ngoại tệ hoặc các chứng chỉ ngoại tệ. Các quan sát ngẫu nhiên chỉ ra rằng rất nhiều loại giá, chủ yếu là của tài sản và hàng tiêu dùng lâu bền, được liên hệ (ở mức độ nào đó) với tỷ giá. Điều này sẽ lập luận cho một hệ số truyền dẫn lớn. Còn theo Murgasova (1996) áp dụng phương pháp ML (Johansen Maximum Likelihood) phân tích sự phá giá đồng tiền Tây Ban Nha trong cuộc khủng hoảng cơ chế tỷ giá châu Âu (European exchange rate mechanism - ERM) năm 1992- 1993. Murgasova tìm ra sự truyền dẫn “một – một” (truyền dẫn hoàn toàn) tới giá nhập TỶ GIÁ HỐI ĐOÁI MỤC TIÊU VÀ CHÍNH SÁCH TIỀN TỆ CỦA CROATIA Nhóm 3 – TCDN Ngày 1 – CHKTK20 – ĐH Kinh tế TP.HCM 7 khẩu nhưng chỉ truyền dẫn 10% tới CPI. Mức độ truyền dẫn thấp được giải thích bởi sự bù trừ vị trí mang tính chất chu kỳ của nền kinh tế. Một số bài nghiên cứu khác xem xét quy mô mẫu lớn hơn. Các ngoại lệ là Borensztein & De Gregorio (1999) xem xét các cuộc khủng hoảng tiền tệ, và Goldfajn Werlang (2000) chỉ ra khuôn mẫu mà các nhân tố chính của mức độ truyền dẫn là trạng thái chu kỳ của nền kinh tế, sự đánh giá quá cao hoặc quá thấp lúc đầu, tỷ lệ lạm phát ban đầu, và mức độ “mở” của nền kinh tế. Họ cũng tìm ra rằng sự truyền dẫn đạt đỉnh sau 12 tháng. Theo Kim (1998) sử dụng bằng chứng về US trong việc ủng hộ mối quan hệ nhân quả từ tỷ giá hối đoái tới mức giá trong một khung hồi quy với biến nhiều chiều đồng liên kết (cointegrated VAR), Kim tìm ra sự truyền dẫn trong dài hạn với hệ số là 0,24, nhưng không giải quyết được sự điều chỉnh các kết quả trong ngắn hạn. 3. Phương pháp nghiên cứu Trong thực tế, hầu hết các chuỗi thời gian là chuỗi bất tĩnh, chính vì thế các ước lượng theo phương pháp bình phương bé nhất (OLS) là không chính xác, tạo nên vấn đề về “hồi quy sai”. 3.1. Trong ngắn hạn: sử dụng phương pháp VAR (với sai phân bậc 1)  Cơ sở của mô hình: Một VAR tiêu chuẩn sẽ được ước lượng. Mô hình cơ sở của chuỗi phân phối sẽ được chuyển sang một cấu trúc đệ quy của ma trận hiệp phương sai. Điều này, đến lượt nó, cho phép chúng ta xác định các cú sốc xuất phát từ sự thay đổi tỷ giá và ảnh hưởng của nó lên tỷ lệ lạm phát của Croatia. Cấu trúc này là một sự tinh giản của McCarthy (2000), đã sử dụng mô hình chuỗi sản xuất – được truyền cảm hứng bởi Blanchard (1983) và Christiano (cùng các cộng sự, 1997). Việc giảm số lượng các biến do thiếu dữ liệu từ Croatia là giá nhập khẩu không được đưa vào mô hình do thiếu số liệu, và điều đó khiến không xây dựng mô hình một cách rõ ràng cho hành vi của ngân hàng trung ương. Giả định rằng Croatia là một nền kinh tế “mở và nhỏ” do đó không có ảnh hưởng đáng kể lên thị trường thế giới, chúng ta kỳ vọng sự truyền dẫn giá nhập khẩu được hoàn thành trong một khoảng thời gian khá ngắn. Mặt khác, bài nghiên cứu này không đề cập đến lãi suất và dự trữ tiền tệ. Tuy nhiên kết quả nghiên cứu không bị sự ảnh hưởng đáng kể từ việc thiếu hụt này, nguyên nhân: TỶ GIÁ HỐI ĐOÁI MỤC TIÊU VÀ CHÍNH SÁCH TIỀN TỆ CỦA CROATIA Nhóm 3 – TCDN Ngày 1 – CHKTK20 – ĐH Kinh tế TP.HCM 8 Lãi suất được cho là để tương ứng với các biến nói trên theo một cách tương tự như một “quy tắc” của ngân hàng trung ương và sự tăng lên của dự trữ tiền tệ, để phản ánh hành vi về phía cầu tiền. Trong bài nghiên cứu này không cần thiết do thị trường tiền tệ không được kiểm soát tốt khiến lãi suất không phản ánh được hành vi của thị trường. Dự trữ tiền tệ được bao gồm trong một cách không chính thống bởi vì cấu trúc đặc biệt của cung tiền ở Croatia, chứa đựng trong nó tỷ lệ “đô la hóa” cao. Dựa trên một trật tự được chấp nhận rộng rãi (được sử dụng trong nghiên cứu của McCarthy (2000), với các biến: thay đổi trong giá dầu thế giới, khe hở sản lượng, thay đổi trong tỷ giá, chỉ số giá nhập khẩu, chỉ số giá sản xuất, chỉ số giá tiêu dùng, dự trữ ngoại hối). DHWWA (thay đổi trong chỉ số giá nguyên liệu thô – thể hiện cú sốc về phía cung) HPOGAP (khe hở sản lượng – thể hiện cú sốc về phía cầu)  DKDAV (thay đổi trong tỷ giá hối đoái Kuna/Mác Đức)  DMPI (thay đổi trong chỉ số giá sản xuất) DRPI (thay đổi trong chỉ số giá bán lẻ)  DM4 (thay đổi trong mức cung tiền M4). Sai phân được sử dụng trong mô hình VAR khi các chuỗi thời gian là bất tĩnh. e t y t wp tt t t bbeEe 21 1 )( te : thể hiện sự thay đổi về tỷ giá (sự thay đổi tỷ giá) giai đoạn t. )( 1 t t eE : kỳ vọng thay đổi tỷ giá giai đoạn t-1. wp t : cú sốc phía cung - giá hàng hóa thế giới giai đoạn t. y t : cú sốc về phía cầu (Output gap) giai đoạn t. e t : cú sốc tỷ giá giai đoạn t. Cú sốc tỷ giá sau đó góp phần vào lạm phát nội địa, trước tiên vào giá sản xuất và sau đó là giá bán lẻ. mpi t e t y t wp t mpi t t mpi t cccE 321 1 )( TỶ GIÁ HỐI ĐOÁI MỤC TIÊU VÀ CHÍNH SÁCH TIỀN TỆ CỦA CROATIA Nhóm 3 – TCDN Ngày 1 – CHKTK20 – ĐH Kinh tế TP.HCM 9 mpi t : chỉ số giá sản xuất giai đoạn t. )( 1 mpi t t E : kỳ vọng chỉ số giá sản xuất giai đoạn t-1. mpi t : cú sốc giá sản xuất giai đoạn t. rpi t mpi t e t y t wp t rpi t t rpi t ddddE 4321 1 )( rpi t , rpi t : chỉ số giá bán lẻ và cú sốc chỉ số giá bán lẻ giai đoạn t. m t rpi t mpi t e t y t wp tt t t eeeeemEm 54321 1 )( tm : thay đổi trong mức cung tiền M4. )( 1 t t mE : kỳ vọng về thay đổi mức cung tiền giai đoạn t-1. m t : thể hiện cú sốc về mức cung tiền M4 giai đoạn t-1. Hạn chế chủ yếu của thiết lập này là mối quan hệ nhân quả mang tính áp đặt từ tỷ giá lên giá cả hàng hóa. Giả sử giá cả hàng hóa là ổn định trong ngắn hạn, để nguyên tắc ngang bằng sức mua (PPP) được giữ, tỷ giá hối đoái được cho là bắt buộc phải thay đổi. Điều này hàm ý quan hệ nhân quả có thể không đúng trong ngắn hạn. Giả sử rằng sự phân tích dựa trên các quan sát hàng tháng, chúng tôi tin tưởng rằng sự áp đặt các điều kiện sẽ không có sự phản hồi tức khắc. Một điểm yếu khác của cách tiếp cận này là sự phê phán về tiêu chuẩn trong đo lường của các hệ thống VAR khác nhau được đề cập trên đây, cụ thể là sự mất mát thông tin theo các thời kỳ (information levels), do đó kết quả thu được sẽ thiếu độ tin cậy về mặt thống kê. 3.2. Trong dài hạn: phương pháp đồng liên kết Do sử dụng VAR (theo sai phân bậc 1) có thể gây mất thông tin theo mức độ thời gian. Phần này nghiên cứu mối quan hệ dài hạn giữa sự thay đổi trong tỷ giá hối đoái và các mức giá nội địa (MPI and RPI) qua hướng tiếp cận đồng liên kết.  Mô hình nghiên cứu: Khung VAR(k) đồng liên kết được thể hiện trong mô hình sửa lỗi (error correction form) như sau: TỶ GIÁ HỐI ĐOÁI MỤC TIÊU VÀ CHÍNH SÁCH TIỀN TỆ CỦA CROATIA Nhóm 3 – TCDN Ngày 1 – CHKTK20 – ĐH Kinh tế TP.HCM 10 ∆Xt = t-1 + ∆Xt-i + ɸ Dt + µ0 + µ1t + ԑt Trong đó: Xt: là một quá trình tự hồi quy p (chiều) k: là độ trễ ԑt: là phần dư (i.i.d error) với giá trị trung bình 0 và phương sai Ω Π = - I, i = , Dt thể hiện một số biến mùa vụ. Với giả định rằng: hạng của ma trận Π = r<p, chúng ta có thể phân tách Π = α*β. β: thể hiện vector đồng liên kết. α: vector điều chỉnh ước lượng. Các vector đồng liên kết được ước lượng qua việc biến đổi hồi quy theo hạng của ∆Xt lên (Xt-1,t), hiệu chỉnh cho các độ trễ và phần dư, xem Johansen (1996), định lý 6.2. 4. Dữ liệu và kết quả 4.1. Thu thập dữ liệu Các chuỗi thời gian theo tháng được lấy từ cơ sở dữ liệu IFS của IMF hoặc được cung cấp bởi CNB. Mặc dầu các quan sát được bắt đầu từ t1/1992, mẫu được giới hạn để bắt đầu vào t1/94, giả sử rằng sự ổn định chỉ đạt được vào cuối năm 1993. Quan sát về M4 bắt đầu vào t6/1994. Giai đoạn đo lường bị giới hạn bởi sự sẵn sàng của chỉ số giá nguyên vật liệu thô, đo lường này kết thúc vào t1/2001. Cụ thể: Cú sốc về phía cung được đại diện bởi chỉ số giá nguyên liệu thô (HWWA) được cung cấp bởi viện nghiên cứu kinh tế Hamburg, Matthies và Timm (1997). Cú sốc về phía cầu được đại diện bởi khe hở sản lượng (Output gap) sử dụng công cụ lọc xu hướng Hodrick-Prescott. Tỷ giá hối đoái trung bình (Kuna/Mác Đức) được cung cấp bởi NHTW Croatia. TỶ GIÁ HỐI ĐOÁI MỤC TIÊU VÀ CHÍNH SÁCH TIỀN TỆ CỦA CROATIA Nhóm 3 – TCDN Ngày 1 – CHKTK20 – ĐH Kinh tế TP.HCM 11 Các chỉ số giá sản xuất và chỉ số giá bán lẻ được cung cấp bởi cục thống kê – CNB. Mức cung tiền M4 được cung cấp bởi NHTW Croatia. 4.2. Kết quả nghiên cứu 4.2.1. Sử dụng VAR với sai phân bậc 1  Kiểm định nghiệm đơn vị: Bước đầu tiên của phân tích VAR là kiểm định tính dừng của các chuỗi thời gian thông qua kiểm định nghiệm đơn vị, nếu chuỗi là không dừng chúng ta sử dụng sai phân bậc 1 để kiểm định. Có 18 nghiệm được tính toán của đa thức đặc trưng được xác định nhỏ hơn 1 (nghiệm lớn nhất là 0.77), do đó hệ thống là ổn định. Dùng kiểm định nhân tử Lagrange (được phân phối như là Chi-bình phương với bậc 36), giả thuyết về tính vô hiệu của sự không thể tự tương quan không thể bị bác bỏ ở mức ý nghĩa 10% với bất kỳ độ trễ bậc <10 với ngoại lệ ở độ trễ bậc 6 (có ý nghĩa ở mức 10% nhưng không có ý nghĩa ở mức 5%). Bảng B2. Kiểm định nghiệm đơn vị Levels Sai phân bậc 1 Các giá trị tới hạn time series ADF PP ADF PP ADF/PP HWENNA -2.13 -1.78 -3.61** -8.27*** l%:-4.07, 5%:-3.46, 10%: -3.16 OIL -1.88 -1.64 -4 29*** -8.96*** 1%: -4.06, 5%:-3.46, 10%:- 3.16 IP -5.03*** -6.25*** l%:-4.07, 5%:-3.46, 10%: -3.16 HPOGAP -5.76*** -6.52*** l%:-4.07, 5%:-3.46, 10%: -3.16 KDAV -2.7 -1.92 -5.82*** -5.73*** 1%: -4.06, 5%:-3.46, 10%:- 3.16 NEER -2.75 -2.69 -4.76*** -12.04*** l%:-4.07, 5%:-3.46, 10%: -3.16 MPI -3.15 -2.88 -5.56*** _7 47*** l%:-4.07, 5%:-3.46, 10%: -3.16 RPI -4. 44*** -4.38*** 1%: -4.06, 5%:-3.46, 10%:- 3.16 no trend 1.85 2.37 -5.60*** -7 35*** 1%:-3.51, 5%: -2.89, 10%: 2.58 M4 -1.24 -1.97 -3.64** -6.66*** 1%: -4.06, 5%:-3.46, 10%:- 3.16 TỶ GIÁ HỐI ĐOÁI MỤC TIÊU VÀ CHÍNH SÁCH TIỀN TỆ CỦA CROATIA Nhóm 3 – TCDN Ngày 1 – CHKTK20 – ĐH Kinh tế TP.HCM 12  Kiểm định đặc trưng của các biến: Ở bảng 2, các thống kê đặc trưng của các biến được thể hiện. Do sự phân phối không chuẩn ở mức độ cao của các chỉ số giá, sự tiêu chuẩn đa biến được loại bỏ ở mức ý nghĩa 5%. Bảng 2. Kiểm định đặc trưng (diagnostic test) Time series Skewness (S) (p_value) Kurtosis (K) (p_value) Jarque- Bera (p_value) DHWWA -0.064 0.82 1.634 0.01 5.965 0.05 HPOGAP -0.387 0.17 2.046 0.09 4.781 0.09 DKDAV 0.053 0.85 3.811 0.15 2.12 0.35 DMPI 0.929 0 4.393 0.02 17.08 0 DRPI 0.868 0.01 3.631 0.26 10.81 0.01 DM4 0.357 0.2 2.185 0.15 3.723 0.16  Kiểm định quan hệ nhân quả: Một tập hợp thứ hai của kiểm định nhân quả Granger (GC), được tiến hành trong khung VAR (đã được ước lượng), xác nhận về nguyên tắc các nhận định sơ bộ trên đây. Thay đổi trong mức cung tiền M4 dường như có ảnh hưởng nhân quả lên Output gap, giá nguyên liệu thô ảnh hưởng lên chỉ số sản xuất nhưng không ảnh hưởng đến chỉ số giá bán lẻ, và sự loại trừ tỷ giá Kuna-Mác Đức như là một “nguyên nhân”khiến các mức giá không thể bị loại bỏ ở các mức thông thường. Biến phụ t uộc DHWWA 8.47 -0.04 0.32 -0.96 9.04 -0.03 3.47 -0.32 0.8 -0.85 24.67 -0.05 HPOGAP 1.88 -0.6 2.66 -0.45 5.29 -0.15 4.9 -0.18 19.59 0 37.59 0 DKDAV 7.04 -0.07 1.33 -0.72 1.25 -0.74 2.41 -0.49 6.15 -0.1 17.94 -0.27 DMPI 19.89 0 2.38 -0.5 1.58 -0.66 1.46 -0.69 4.89 -0.18 24.52 -0.06 DRPI 2.93 -0.4 3.1 -0.38 0.25 -0.97 1.59 -0.66 0.44 -0.93 9.81 -0.83 DM4 7.73* -0.05 2.36 -0.5 7.56 -0.06 4.85 -0.18 0.79 -0.85 19.53 -0.19 DHWWA (3) HPOGAP (3) DKDAV (3) DMPI (3) DRPI DM4 All (15) Biến bị loại trừ Table B4. VAR Pairwise Granger Causality (Wald Test) TỶ GIÁ HỐI ĐOÁI MỤC TIÊU VÀ CHÍNH SÁCH TIỀN TỆ CỦA CROATIA Nhóm 3 – TCDN Ngày 1 – CHKTK20 – ĐH Kinh tế TP.HCM 13 Sự phân tách phương sai: Sự phân tách phương sai qua 10 giai đoạn cho sự thay đổi trong tỷ giá hối đoái và các chỉ số giá được thể hiện trong hình A4-A6. Figure A4. Sự phân tách phương sai cho sự thay đổi trong tỷ giá hối đoái (DKDAV) Hình A4 cho thấy sự thay đổi của tỷ giá hối đoái chủ yếu do sự thay đổi theo thời gian của chính nó (có ảnh hưởng một chút của tỷ số nguyên liệu). Theo hình A5, sự thay đổi trong chỉ số giá sản xuất chịu sự tác động nhiều nhất của chính nó (theo thời gian), sự thay đổi của chỉ số giá nguyên liệu và sự thay đổi của tỷ giá. TỶ GIÁ HỐI ĐOÁI MỤC TIÊU VÀ CHÍNH SÁCH TIỀN TỆ CỦA CROATIA Nhóm 3 – TCDN Ngày 1 – CHKTK20 – ĐH Kinh tế TP.HCM 14 Figure A5. Sự phân tách phương sai cho sự thay đổi trong chỉ số giá sản xuất Cuối cùng sự phân tách phương sai cho thay đổi trong giá bán lẻ (hình A6), sự thay đổi trong chỉ số giá bán lẻ chịu ảnh hưởng chủ yếu bởi sự thay đổi trong chính nó (theo thời gian), sự ảnh hưởng của thay đổi trong các chỉ số khác là ảnh hưởng không đáng kể. Figure A6. Sự phân tách phương sai cho sự thay đổi trong chỉ số giá bán lẻ TỶ GIÁ HỐI ĐOÁI MỤC TIÊU VÀ CHÍNH SÁCH TIỀN TỆ CỦA CROATIA Nhóm 3 – TCDN Ngày 1 – CHKTK20 – ĐH Kinh tế TP.HCM 15 Như vậy, phương sai của tất cả ba biến phần lớn được giải thích bởi sự thay mới của chính chúng theo thời gian. So sánh hai chỉ số giá, chú ý rằng sự thay đổi trong chỉ số giá sản xuất có thể được cho là (ở mức độ nào đấy) do sự thay đổi chỉ số giá nguyên liệu thô và tỷ giá hối đoái. Nhìn chung, chỉ số giá trung gian bị ảnh hưởng (ở mức độ nào đó) bởi sự thay đổi trong tỷ giá hối đoái, trong khi đó chỉ số giá bán lẻ (định hướng tiêu dùng) không phản ứng với các nhân tố bên ngoài. Phân tích phản ứng thúc đẩy (IRF): Figure A7. Hàm phản ứng xung lực cho mô hình VAR ở sai phân bậc một (10 Periods). Ghi chú: đường liền nét thể hiện sự phản ứng của từng biến tới các biến khác (và cả bản thân nó), đường nét đứt thể hiện 2 dải sai số tiêu chuẩn. Sự phản ứng hầu như không có ý nghĩa theo từng cặp biến. Mức ý nghĩa thấp do một số nguyên nhân sau đây: thứ nhất, các quan sát chỉ được thực hiện trong gần bảy năm; thứ hai, các quan sát là theo tháng do đo khó đạt được mức SNR cao; thứ ba, sự biến thiên thấp trong dữ liệu, đặc biệt là tỷ giá hối đoái, làm giảm sự chính xác trong đo lường. Sự phản ứng tích lũy lên sự thay đổi trong hiệu số bậc 1 (bảng A8) đề xuất một mức nhẹ hơn ở bên trong: một ảnh hưởng ở mức độ rõ ràng (nhưng hầu hết là ít ý TỶ GIÁ HỐI ĐOÁI MỤC TIÊU VÀ CHÍNH SÁCH TIỀN TỆ CỦA CROATIA Nhóm 3 – TCDN Ngày 1 – CHKTK20 – ĐH Kinh tế TP.HCM 16 nghĩa) có thể được nhìn thấy qua chỉ số giá sản xuất, chứ không trong chỉ số giá bán lẻ. Một lần nữa, ấn tượng được xác định rằng tỷ giá hối đoái có ảnh hưởng bền vững lên chỉ số giá sản xuất. Sự thay đổi ngắn hạn của chỉ số bán lẻ dường như chịu ảnh hưởng của các biến ngoài mô hình. Việc thiếu sự truyền dẫn có ý nghĩa ở bước thứ hai có thể được giải thích như một bằng chứng gián tiếp của các giới hạn được thảo luận ở trên đây: định giá hướng tới thị trường, nhưng cũng giới hạn bởi các thể chế, như là các loại giá cấp phát, làm giảm ảnh hưởng của thay đổi tỷ giá. Thông tin giới hạn chứa đựng trong các kết quả trên đây gợi ý một hướng tiếp cận khác, việc đưa vào đánh giá thông tin theo mức độ trong dữ liệu. Figure A8. Các hàm phản ứng xung lực tích lũy (qua 10 thời kỳ) Ghi chú: Đường liền nét đứt thể hiện hai dải sai số chuẩn, được tính bởi mô phỏng Monte-Carlo, mức lặp lại 1000 lần. TỶ GIÁ HỐI ĐOÁI MỤC TIÊU VÀ CHÍNH SÁCH TIỀN TỆ CỦA CROATIA Nhóm 3 – TCDN Ngày 1 – CHKTK20 – ĐH Kinh tế TP.HCM 17 4.2.2. Tiếp cận đồng liên kết  Kiểm định thông số sai lệch đa biến: Theo thể hiện ở bảng 3 dưới đây: Khi ước lượng với độ trễ bậc 3 như ở trên, trong hệ thống tự hồi quy ba biến đồng liên kết sự tự tương quan bậc 1 là có ý nghĩa ở mức 5%, nhưng không có ý nghĩa bậc 4. Hệ thống nhỏ nhất thoát khỏi sự tự tương quan các phần dư gồm có độ trễ bậc 4 và chấp nhận đánh giá ban đầu của chuỗi thời gian đơn như thể hiện trong bảng 3. Bảng 3: Những kiểm định sơ bộ Time series r dgf χ 2(95%) KDAV MPI RPI tren d Kiểm định loại trừ (LR~x2(r)) 1 1 3.84 12.05 10.24 11.93 9.87 2 2 5.99 14.26 15.58 19.00 16.36 Kiểm định tính “tĩnh” (LR~ χ 2(p-r)) 1 3 7.81 18.58 20.03 17.35 2 2 5.99 8.79 9.25 5.48 Kiểm định yếu tố ngoại sinh (LR~ χ 2(r)) 1 1 3.84 6.81 0.04 5.85 2 2 5.99 15.27 2.73 14.12 Ghi chú: r là hạng đồng liên kết, p là số các biến (3) và dgf là bậc tự do. Sự tiếp nhận chỉ ra những kiểm định thống kê, giá trị cao hơn 95% giá trị tới hạn chỉ ra sự bác bỏ. Sự bác bỏ được in đậm. Theo bảng trên, tính “tĩnh” bị bác bỏ cho tất cả các chuỗi thời gian. Các kiểm định trên các chuỗi riêng rẽ chỉ ra rằng trong mô hình nhỏ hơn, sự ngoại sinh yếu của các chỉ số giá trung gian MPI không thể bị loại bỏ với tất cả sự lựa chọn của hạng đồng liên kết (r). TỶ GIÁ HỐI ĐOÁI MỤC TIÊU VÀ CHÍNH SÁCH TIỀN TỆ CỦA CROATIA Nhóm 3 – TCDN Ngày 1 – CHKTK20 – ĐH Kinh tế TP.HCM 18  Kiểm định dấu hiệu thống kê về giới hạn đồng liên kết Table 4. Kiểm định hạng đồng liên kết Ho Λi Trace Trace95 r = 0 r < 1 0.271 0.131 38.28 25.47 12.39 11.79 Giả thuyết r=0 bị bác bỏ mạnh mẽ, trong khi giả thuyết thứ 2 thì không. Tính rõ ràng hơn cho r=1 có thể đạt được từ hệ số điều chỉnh ước lượng α, mà thể hiện những điều chỉnh ý nghĩa (theo hướng sửa lỗi) chỉ trong véc tơ đồng liên kết đầu tiên. Các giá trị riêng của ma trận liên hợp điểm tới r=1. Do đó trong phần phân tích còn lại, chúng ta sẽ thừa nhận vector đồng liên kết. Ước lượng vector đồng liên kết: Bảng 5: Những ước lượng không bị giới hạn Variable β α KDAV -0.327 0.211 RPI 1 (4.123) MPI (exog.) -0.404 (0.187) Trend -0.001 (-3.603) Để giải thích dễ dàng chúng ta có thể viết lại mối tương quan cân bằng dài hạn như sau: -0.327*KDAV+1*RPI-0.404*MPI-0.001t = 0 Hay là: RPI = 0.327*KDAV + 0.404*MPI + 0.001t Như thế, trong dài hạn chỉ số giá bán lẻ có quan hệ đồng biến với sự thay đổi tỷ giá và chỉ số giá sản xuất. Hệ số HDAV có ý nghĩa truyền dẫn dài hạn, trong đó sự phá giá 10% của tỷ giá dẫn đến sự tăng lên của 3.3% giá bán lẻ. Chỉ số giá sản xuất có hệ số tương quan dài hạn với chỉ số giá bản lẻ khoảng 0.4, chỉ ra rằng 40% sự thay đổi của MPI đóng góp vào sự thay đổi của RPI. Hệ số điều chỉnh ý nghĩa cho RPI có biểu hiện đúng và thể hiện rằng việc sửa lỗi là ý nghĩa. Tuy nhiên tỷ giá hối đoái thì có ý nghĩa TỶ GIÁ HỐI ĐOÁI MỤC TIÊU VÀ CHÍNH SÁCH TIỀN TỆ CỦA CROATIA Nhóm 3 – TCDN Ngày 1 – CHKTK20 – ĐH Kinh tế TP.HCM 19 điều chỉnh cho việc mất cân bằng. Nó phù hợp với quan điểm được đề cập ở trên rằng tỷ giá hối đoái là nội sinh với chính sách tiền tệ của Croatia. 5. Kết luận Bài viết này tậ ỷ giá hối đoái tại Croatia, nghĩa là phạm vi từ thay đổi trong dây truyền dẫn tỷ giá hối đoái đến chỉ số mức giá trong nước. Cơ quan tiền tệ có xu hướng xem tỷ giá hối đoái là một trong các kênh chính của cơ chế lan truyền tiền tệ. Đặc biệ ền kinh tế mở , chẳng hạn như Croatia, sự truyền dẫn tỷ giá hối đoái có ảnh hưởng đáng kể việc đánh giá mức độ lạm phát trong nước bị ảnh hưởng bởi tỷ giá hố ở mức độ cao, nếu kết hợp với chỉ số hóa tiền lương và giá cả được khuếch đạ "), sẽ biểu hiện cho một hạn chế nghiêm trọng về hiệu quả của chính sách tiền tệ và cần đặt trọng tâm lên tỷ giá hối đoái. Việc tiến hành chính sách tiền tệ trong Croatia, có thể được mô tả ục tiêu chặt chẽ", dường như được dựa trên giả định này. Bài viết ước tính hệ số ử dụng hai phương pháp khác nhau. Đầu tiên là hệ thống vector đệ quy tĩnh (VAR) mà những cú sốc tỷ ảnh hưởng chỉ số giá sản xuất và chỉ số giá bán lẻ. Mặc dù chỉ số giá trung gian ban đầu có vẻ như phản hồi đáng kể đến sự biến động của tỷ ả hàng hóa nhưng chỉ số giá bán lẻ thì không được như thế. Kể cả việc thiếu một chỉ số giá nhập khẩu phần nào có thể ảnh hưởng đến độ chính xác của các ước tính cho Croatia, bằng chứng này là nhất quán với điều mà McCarthy (2000) tìm thấy đối với hầu hết các nền kinh tế tiên tiến. Phương pháp thứ hai là vector đồng liên kết, khi đó các thông tin chứa trong các dữ liệ được khai thác đầy đủ. Có nhiều lý do để thận trọng trong việc giải thích các kết quả. Thứ nhất, giá cả được quản lý và kiểm soát có thể làm giảm sự phản ứng của giá tiêu dùng trong quá khứ. Tuy nhiên, khi giá cả đang dần dần tự do hóa, hệ ắt buộc tăng lên. Thứ hai, sự thay đổi của tỷ giá hối đoái trong thời gian lấy mẫu là cực kỳ thấp. Điều này, tự nó, gây khó khăn để xác định mối quan hệ có ý nghĩa thống kê với các biến TỶ GIÁ HỐI ĐOÁI MỤC TIÊU VÀ CHÍNH SÁCH TIỀN TỆ CỦA CROATIA Nhóm 3 – TCDN Ngày 1 – CHKTK20 – ĐH Kinh tế TP.HCM 20 khác. Quan trọng hơn, mặc dù, không thể mong đợi rằ ẽ duy trì như cũ dưới các điều kiện khác nhau. Không có đảm bảo rằ ổi trở thành rõ nét hơn, nền kinh tế sẽ phản ứng trong cùng một cách. Nếu công chúng không hiểu đúng sự chuyển đổi sang một chế độ ến động trong tỷ ớn hơn có thể dễ dàng tạo ra những bất ổn trong kỳ vọng. Nhìn chung, những kết quả này dường như khuyến khích một sự thay đổi dần dần đi từ chính sách tỷ ặt trong quá khứ. Mặc dù các ghi chú cảnh báo nêu trên, phát hiện xác nhận Croatia là xa là một nền kinh tế , và chỉ số ợc giới hạn trong quá khứ. Từ năm 1994, thông qua một lịch sử của lạm phát thấp, CNB có thiết lập các văn bản pháp lý và pháp luật ngân hàng trung ương mới, đã nhận thức đầy đủ độc lập và tập trung chủ yếu của nó về lạm phát. Như cải thiện giám sát và bảo đảm an toàn quy định được điều chỉnh để đảm bảo rằng rủi ro tiền tệ là hoàn toàn được đưa vào tài khoản ngân hàng, hệ thống tài chính đang trở nên ít dễ bị tổn thương. Sự phát triển của thị trường tài chính cung cấp những công cụ phòng vệ trước rủi ro tiền tệ , những ảnh hưởng của tỷ giá biến động trở nên ít quan trọng hơn, tăng cường tác động của chính sách tiền tệ. Tuy nhiên, những phát hiện củ ể hiện sự ủng hộ cho sự thay đổi chính sách. Các nhà hoạch định chính sách cần phải nghiên cứu thêm để đánh giá đầy đủ các lựa chọn thay thế. Những thành công trong quá khứ của chính sách tiền tệ trong việc giảm lạm phát và tính dễ bị tổn thương của hệ thố ỷ ện luận cho cách tiếp cận bảo thủ.