Tiếp cận và phân tích động thái giá cả lạm phát của Việt Nam trong thời kỳ đổi mới bằng một số mô hình toán kinh tế

Lời Cam Đoan Tôi Xin Cam Đoan Đây Là Công Trình Nghiên Cứu Của Riêng Tôi. Các Số Liệu, Kết Quả Nêu Trong Luận Án Là Trung Thực Và Chưa Từng Công Bố Trong Bất Kỳ Một Công Trình Nào. Tác Giả Luận Án Vương Thị Thảo Bình Lời Cảm Ơn ...

(monetarist), cho rằng tăng giá hiện nay là do tăng tiền và không có gì khác nhau giữa việc tăng giá vào những năm đầu thập niên 80 so với hiện nay ([17], [25]). Một số nghiên cứu khác thiên về trường phái cơ cấu cho rằng tăng giá hiện nay ...

Hàng hóa, tức là do lượng tiền trong nền kinh tế quá nhiều để theo đuổi một khối lượng hàng hoá có hạn. Theo Bronfenbrenner và Holzmann, lạm phát là sự mất giá trị thị trường hay giảm sức mua của đồng tiền được đo lường bởi ...

Phát không dự tính được cũng dẫn đến việc tái phân bổ của cải giữa các bộ phận thu nhập trong xã hội một cách không công bằng. Trong một chừng mực nào đó, lạm phát cao thường là không ổn định và điều này dẫn đến tăng các ...

(xem [47, tr. 242]). Tại điểm cân bằng mới C mức lương thực tế cũng như tại A nhưng lương danh nghĩa và mức giá chung đều tăng lên. 1.2.1.3. Mô hình lạm phát chi phí đẩy Lạm phát chi phí đẩy xảy ra khi đường tổng cung dịch chuyển sang ...

Trong phần này, Luận án trình bày một số mô hình lạm phát theo tiếp cận trường phái cơ cấu. Trước hết luận án giới thiệu mô hình Scandinavian của lạm phát [47, tr. 153]. Balassa (1964) đã đưa ra một mô hình lạm phát cơ cấu của nền ...

Mục 1.2.1, từ đó kết hợp với các mô hình kinh tế lượng đa biến để phân tích. Một số mô hình kinh tế lượng đa biến thường được sử dụng trong những năm gần đây để phân tích giá cả - lạm phát như mô hình hồi quy tuyến tính ...

Tuy nhiên, nền kinh tế vẫn chưa ổn định, lạm phát năm 1990-1991 lại tăng cao lên 67%, nhưng cuộc cải cách toàn diện năm 1989 đã tạo nền móng cho lạm phát được kiềm chế thực sự từ năm 1992. Mối nguy cơ về tỉ lệ lạm phát lên tới 3 ...

Nguyên nhân thứ hai là ảnh hưởng của cuộc khủng hoảng tài chính Châu Á và tình trạng giảm lạm phát toàn cầu, đồng thời với thâm hụt NSNN do tiếp tục cắt giảm chi tiêu. Ngoài ra, kỳ vọng về lạm phát và tỷ giá danh nghĩa thấp dẫn ...

Như vậy, trong giai đoạn gần đây, đặc biệt từ năm 2004-2008, việc thực hiện các CSTT, CSTK nới lỏng để kích thích tăng trưởng đã góp phần tăng sản lượng thực tế làm cho sản lượng thực tế càng ngày càng có xu hướng vượt quá ...

 Nguồn số liệu: Lạm phát được tính dựa trên CPI của TCTK, tốc độ tăng M2 được tính dựa trên số liệu M2 theo quý của IMF.  Kiểm định tính dừng của các chuỗi thời gian bằng kiểm định ADF được cho bởi Bảng 2.5. Bảng 2.5: ...

Kết quả được mô hình (3.3) tốt hơn mô hình (3.2). Hệ số  2 ,  1 có ý nghĩa cao; DW tiến gần 2 cho thấy giảm tương quan giữa các phần dư, nhưng hệ số  3 và  2 âm. Điều này cho thấy, ngoài sự thay đổi trong khoảng sản lượng ...

 Dương Thị Thanh Mai (2002) đánh giá lạm phát của các nước đang phát triển phụ thuộc 3 yếu tố: tăng lượng cung tiền, tăng thu nhập, tỷ giá và đi đến hồi quy mô hình: LnCPI t =  0 +  1 LnM t +  2 LnY t +  3 LnNER t +  t (3.16) 4 ...

Cách tiếp cận khác để ước lượng sản lượng tiềm năng là xác định xu thế dài hạn của sản lượng thực tế để xấp xỉ sản lượng tiềm năng và sử dụng công cụ chuỗi thời gian để ước lượng. Mặc dầu công cụ chuỗi thời ...

Theo báo cáo của TCTK, lạm phát tháng 1, tháng 2, tháng 3 năm 2009 so với cùng kỳ năm trước tương ứng là 17,47%; 14,76%; 11,25%. Như vậy, áp dụng SARIMA(p,d,q)  (P, D, Q) s để dự báo lạm phát thu được kết quả dự báo này khá chính xác với ...

- Biến cầu danh nghĩa tác động lên sự biến động của lạm phát cao hơn hẳn tác động của giá dầu trong mẫu này. Điều này cho thấy, tác động của tăng thu nhập danh nghĩa hay tác động của tăng cung tiền lên biến động lạm phát mạnh ...

9. Nguyễn Ái Đoàn (2006), "Các phương pháp tiếp cận khác nhau về lạm phát và vấn đề đánh giá lạm phát ở Việt nam" , Tạp chí Cộng sản , số 17, tr. 52-58. 10. Vũ Thu Giang (2000), Chính sách tài chính của Việt Nam trong điều kiện ...

T x(t) - m =  (t) (x 0 - m) +    ( t )   1 ( u ) dW ( u ) t 0 Thay  (t) = e   ( t  t 0 ) vào ta có x(t) - m = Vậy nghiệm của (4.3) là t 0  dW u e   ( t  t 0 ) ( x  m )   e   ( t  u ) t 0 0  t x ( t )  m [1  e   ( t ...

PHỤ LỤC 4: Kiểm định nhân quả quan hệ tiền tệ và giá cả  Giai đoạn 1995-2003 Pairwise Granger Causality Tests Sample: 1995M01 2003M12 Lags: 13 Null Hypothesis: Obs F-Statistic Probability G_CPI does not Granger Cause GM2 95 0.76281 0.69521 GM2 does not Granger Cause ...

 g_CPI có trễ 4 quý và g_OIL có trễ 2 quý Dependent Variable: G_CPI Sample (adjusted): 1996Q2 2008Q3 Included observations: 50 after adjustments Variable Coefficient Std. Error t-Statistic Prob. C 0.002295 0.002721 0.843512 0.4040 G_CPI(-1) 0.924795 0.146977 6.292113 0.0000 G_CPI(-2) ...