Tác động của mức độ mở cửa nền kinh tế đến chỉ số lạm phát tại Việt Nam

Luận văn thạc sĩ kinh tế nghiên cứu tác động của mức độ mở của của nền kinh tế đến chỉ số lạm phát của việt nam luận văn thạc sĩ, khảo sát thực trạng, phân tích nguyên nhân, đề

• Tác giả: Nguyễn Trọng Hoài
• Trường học: 123doc
• Đề tài: Tác Động Của Mức Độ Mở Cửa Nền Kinh Tế Đến Lạm Phát Tại Việt Nam
• Loại tài liệu: bài nghiên cứu
• Năm xuất bản: 2013

Mục lục chi tiết

• 1. CHƯƠNG 1: Mối quan hệ giữa tỷ giá hối đoái và lạm phát – lý thuyết Ngang giá sứa mua (PPP)
• 1.1. Quy luật một giá
• 1.2. Lý thuyết ngang giá sức mua (PPP) - mối quan hệ giữa lạm phát, giá cả hàng hoá xuất nhập khẩu và tỷ giá hối đoái
• 1.3. Hình thức ngang giá sức mua tuyệt đối và tương đối
• 2. CHƯƠNG 2
• 2.1. Mô hình hồi quy và các biến số
• 2.2. Phân tích các biến độc lập
• 3. CHƯƠNG 3
• 3.1. Phân tích hồi quy GMM và kết quả
• 3.2. Kiểm định thống kê và đánh giá mô hình

Tóm tắt

I. Giới thiệu

Nền kinh tế Việt Nam đang trong quá trình hội nhập sâu rộng với nền kinh tế toàn cầu. Mở cửa kinh tế là một trong những yếu tố quan trọng ảnh hưởng đến lạm phát Việt Nam. Nghiên cứu này nhằm phân tích tác động kinh tế của mức độ mở cửa đến lạm phát trong giai đoạn 2000-2012. Các chính sách kinh tế vĩ mô cần được điều chỉnh để đảm bảo sự ổn định của nền kinh tế. Theo nghiên cứu, lạm phát có thể gia tăng khi mức độ mở cửa tăng lên, điều này có thể gây ra những bất ổn trong nền kinh tế. Việc hiểu rõ mối quan hệ này là cần thiết để xây dựng các chính sách phù hợp.

II. Mối quan hệ giữa tỷ giá hối đoái và lạm phát

Lý thuyết Ngang giá sức mua (PPP) cho thấy mối quan hệ giữa lạm phát, giá cả hàng hóa xuất nhập khẩu và tỷ giá hối đoái. Khi tỷ lệ lạm phát của một quốc gia tăng, hàng hóa của quốc gia đó trở nên đắt đỏ hơn, dẫn đến giảm cầu đối với hàng hóa xuất khẩu. Điều này tạo ra áp lực giảm giá đồng tiền. Chính sách kinh tế cần xem xét các yếu tố này để điều chỉnh tỷ giá hối đoái và kiểm soát lạm phát. Các nghiên cứu thực nghiệm cho thấy rằng mức độ mở cửa có thể làm giảm lạm phát trong một số trường hợp, nhưng cũng có thể làm tăng lạm phát trong các điều kiện khác. Việc áp dụng lý thuyết này vào thực tiễn là rất quan trọng.

III. Phân tích thực nghiệm

Nghiên cứu sử dụng phương pháp GMM để phân tích dữ liệu từ năm 2000 đến 2012. Kết quả cho thấy tác động cùng chiều giữa mức độ mở cửa và lạm phát. Các biến như cung tiền M2, nợ nước ngoài trên GDP và tỷ giá hối đoái đều có ảnh hưởng đến lạm phát. Việc kiểm soát các yếu tố này là cần thiết để duy trì sự ổn định của nền kinh tế. Các chính sách kinh tế vĩ mô cần được điều chỉnh để giảm thiểu tác động tiêu cực của lạm phát. Nghiên cứu cũng chỉ ra rằng tình hình kinh tế hiện tại có thể ảnh hưởng đến các quyết định chính sách trong tương lai.

IV. Kết luận

Mức độ mở cửa kinh tế có tác động đáng kể đến lạm phát Việt Nam. Các chính sách cần được thiết kế để cân bằng giữa việc mở cửa và kiểm soát lạm phát. Nghiên cứu này cung cấp cái nhìn sâu sắc về mối quan hệ giữa tác động kinh tế và lạm phát, từ đó giúp các nhà hoạch định chính sách đưa ra quyết định đúng đắn. Việc duy trì sự ổn định của nền kinh tế là mục tiêu hàng đầu trong bối cảnh hội nhập toàn cầu. Các nghiên cứu tiếp theo cần mở rộng để xem xét các yếu tố khác có thể ảnh hưởng đến mối quan hệ này.

Trích đoạn nội dung tài liệu

CHƯƠNG 1 1. Mối quan hệ giữa tỷ giá hối đoái và lạm phát – lý thuyết Ngang giá sứa mua (PPP): 1.Quy luật một giá: Giả định rằng không tồn tại chi phí giao dịch và thuế quan trong việc trao đổi mậu dịch giữa hai thị trường. Khi đó, quy luật một giá phát biểu: giá cả của những loại hàng hoá tương tự khi được tính bằng một đồng tiền chung tại mức tỷ giá hiện hành, ở cả hai thị trường phải ngang bằng nhau. Lý thuyết ngang giá sức mua (PPP) - mối quan hệ giữa lạm phát, giá cả hàng hoá xuất nhập khẩu và tỷ giá hối đoái: Xét về mặt lý thuyết, nếu các yếu tố khác như nhau, khi tỷ lệ lạm phát của một nước tăng tương đối so với lạm phát của một nước khác, hàng hoá của nước đó sẽ có mức giá đắt tương đối và do đó mức cầu đồng tiền nước đó giảm do xuất khẩu giảm.

Trong khi đó, do hàng hoá trong nước đắt tương đối, người tiêu dùng và các công ty trong nước có lạm phát cao có xu hướng tăng nhập khẩu làm cho cung tiền tăng lên. Cả hai lực này tạo áp lực giảm giá đồng tiền của nước có mức lạm phát cao. Vì tỷ lệ lạm phát thường khác nhau giữa các quốc gia, đã tạo nên các mẫu hình mậu dịch quốc tế thích hợp và từ đó ảnh hưởng đến tỷ giá hối đoái. Có hai hình thức khác nhau của lý thuyết Ngang giá sức mua: hình thức tuyệt đối và hình thức tương đối.

123doc 8 Hình thức ngang giá sức mua tuyệt đối: mở rộng nền tảng lý luận của Quy luật một giá. Lý thuyết ngang giá sức mua tuyệt đối cho rằng: tỷ giá hối đoái danh nghĩa giữa hai đồng tiền phải ngang bằng với tỷ lệ tổng mức giá cả giữa hai quốc gia, do đó tiền tệ của quốc gia này sau khi được quy đổi qua tỷ giá danh nghĩa, sẽ có sức mua tương đương trong quốc gia kia. Hình thức ngang giá sức mua tương đối giải thích cho bất hoàn hảo của thị trường như chi phí vận chuyển, thuế quan và hạn ngạch. Hình thức này cho rằng do các bất hoàn hảo của thị trường, giá cả của những hàng hoá giống nhau ở các nước khác nhau sẽ không nhất thiết bằng nhau khi được tính bằng một đồng tiền chung.

Tuy nhiên, theo hình thức này, tỷ lệ thay đổi trong giá cả hàng hoá sẽ phần nào giống nhau khi được tính bằng một đồng tiền chung, miễn là chi phí vận chuyển và các hàng rào mậu dịch không thay đổi.3 Nói khác đi Đường cong Philip mới nhấn mạnh vai trò của kỳ vọng lạm phát. Theo mô hình đường cong Philip mới của Keynes, khung lý thuyết kiểm định lạm phát trong bối cảnh của đường cong Philip truyền thống có dạng: (1) 123doc 9 Tương tự, khung lý thuyết kiểm định lạm phát trong bối cảnh đường cong có dạng như sau: (2) Trong đó: π : tỷ lệ lạm phát; E : kỳ vọng; liên 123doc 10 không v. + 123doc 11 ền kinh tế 1.2 n qua: i) ii) iii) iv) Sanyal, 1996; Okun, 1981; Kalecki, 1972). Các bằng chứng thực nghiệm về tác động của mức độ mở cửa của nền kinh tế đến lạm phát (Hsin –Yi Lin, 2010).

như ộng củ ạ ủ – 123doc 15 cao. 123doc 16 C ộng của mức độ mở cửa đế , 1997), EX/Y 123doc 17 1.3 ớ rong hạn chế lạm phát trong ngắn hạ 123doc 18 x ữ liệ - trên 123doc 19 2009). 123doc 21 CHƯƠNG 2 : : INFt = β0 + β1OPENt + β2CONTROLSt + µt (1) β 0, β1, β2 INFt OPENt CONTROLSt: + Cung 2 2; trên GDP (FDEBT); (TERM) +T (NE VND/USD; 123doc 22 ; µt INFt = β0 + β1 OPENt + β2(OPENt x GDPct) + β3 CONTROLSt + µ’t (2) β2 INFt =β0 + β1OPENt + β2FDIt + β3CONTROLSt + µt (3) : – Nam (GSO), http://www. 123doc 24 GDP GSO, IFS N IFS GDPc GDP/N INF (%) ADB 2) M2 ADB, WB i ADB NEER IFS VND/USD PE GSO PI GSO TERM PE/PI EX IFS IM IFS OPEN (%) (EX + IM) OIL http://www.org FOOD http://www.org FDI ADB, IFS 123doc 25 2.2 : K OPEN (+) M2 (+) NEER (+) FDEBT (+) I (-) Tăng l TERM (-) FOOD (+) OIL (+) 123doc 26 CHƯƠNG 3 3 ,.

3 OPEN M2 FDEBT TERM NEER i FOOD OIL FDI Mean 1.0414 Obs 52 52 52 52 52 52 52 52 52 123doc 27 3 sau: T phân tích. Tiếp theo, tác giả chạy hồi qui GMM, kỹ thuật ước lượng sử dụng giá trị trễ của biến phụ thuộc và các biến độc lập làm biến công cụ nhằm xác đị hướng, mức độ tác động của mở cửa của nền kinh tề đến tỷ lệ lạm phát với các biến kiểm soát được đưa vào hồi quy như: cung tiền m2, , nợ nước ngoài, tỷ giá danh nghĩa, lạm phát nước ngoài. 3 123doc 28 ADF 1% 5% 10% INF -1. : inf open m2 fdebt term i neer food oil Inf 1 Open 0.

123doc 30 Variable VIF 1/VIF Food 16. Variable VIF 1/VIF Food 16.21 Variable VIF 1/VIF Food 13. 3 INF = C(0) + C(1)*OPEN + C(2)*FDEBT + C(3)*M2 + C(4)*NEER + C(5)*TERM + C(6)* i + C(7)*FOOD + C(8)*OIL +µt 3 i: H0: C(6)=0 Wald Test: Equation: Untitled Test Statistic Value df Probability 0.9857902674810 Chi-square 166 1 749 Null Hypothesis Summary: Normalized Restriction (= 0) Value Std.9223060135242 C(6) 971 74 Restrictions are linear in coefficients. 3 H0: C(8) Wald Test: Equation: Untitled Test Statistic Value df Probability 23.57231848174621 Chi-square 4 1 6e-06 Null Hypothesis Summary: Normalized Restriction (= 0) Value Std.62069957892166 C(8) 722 48 Restrictions are linear in coefficients.

- - 0 123doc 33 3 HO : C(7)=0 Wald Test: Equation: Untitled Test Statistic Value df Probability F-statistic 2.1051672878749779 Null Hypothesis Summary: Normalized Restriction (= 0) Value Std.05676386178790903 Restrictions are linear in coefficients. - - 0 3 H0 : C(5)=0 Wald Test: Equation: Untitled Test Statistic Value df Probability F-statistic 2.1377149077495927 123doc 34 Null Hypothesis Summary: Normalized Restriction (= 0) Value Std.1010464207786863 Restrictions are linear in coefficients. - - 0 3 H0: C(6) = C(5) =C(7) = 0 Wald Test: Equation: Untitled Test Statistic Value df Probability F-statistic 0.4275449588475059 Null Hypothesis Summary: Normalized Restriction (= 0) Value Std.1010464207786863 Restrictions are linear in coefficients. - -statistic = 0 đưa 123doc 35 INFt = β0 + β1 *OPEN + β2 *m2 + β3 *FDEBT + β4 *NEER + β5 *OIL + µt 3.

estat dwatson Number of gaps in sample: 3 Durbin-Watson d-statistic( 6, 52) = 2. estat bgodfrey Number of gaps in sample: 3 Breusch-Godfrey LM test for autocorrelation lags(p) chi2 df Prob > chi2 1 0.4082 H0: no serial correlation .4 VAR Lag Order Selection Criteria Endogenous variables: INF OPEN M2 NEER FDEBT OIL Exogenous variables: C Date: 01/01/14 Time: 20:18 Sample: 2000:1 2012:4 Included observations: 48 Lag LogL LR FPE AIC SC HQ 0 -1086.50697* * indicates lag order selected by the criterion LR: sequential modified LR test statistic (each test at 5% level) FPE: Final prediction error AIC: Akaike information criterion SC: Schwarz information criterion HQ: Hannan-Quinn information criterion u 3. 123doc 39 - Trong hiện tại 69%. c 123doc 40 âm, 123doc 41 3 , h .