Cơ chế truyền dẫn chính sách tiền tệ ở việt nam

T Ổ NG QUAN CÁC NGHIÊN C ỨU TRƯỚC ĐÂY

Cơ chế truyền dẫn chính sách tiền tệ là quá trình mà các thay đổi trong chính sách tiền tệ tác động đến những biến số vĩ mô quan trọng như tổng sản lượng, mức giá, tiêu dùng và đầu tư Các kênh truyền dẫn chính bao gồm lãi suất, tỷ giá, giá tài sản, cung tiền và tín dụng Nhiều nghiên cứu đã được thực hiện để phân tích cơ chế này, và phần dưới đây sẽ tóm lược một số nghiên cứu tiêu biểu.

Bernanke và Gertler (1995) chỉ ra rằng giá trị tài sản có vai trò quan trọng trong việc truyền tải chính sách tiền tệ qua kênh tín dụng Chính sách tiền tệ không chỉ ảnh hưởng đến lãi suất chung mà còn tác động đến mức chênh lệch lãi suất khi vay vốn từ bên ngoài Hai cơ chế chính giải thích mối quan hệ này là kênh Bảng cân đối tài sản và kênh Tín dụng ngân hàng.

Gert Peersman và Frank Smets (2001) đã sử dụng mô hình VAR để phân tích tác động của các cú sốc chính sách tiền tệ trong khu vực đồng Euro, phát hiện ra phản ứng hợp lý của các biến số kinh tế vĩ mô trước chính sách tiền tệ thắt chặt bất ngờ Nghiên cứu chỉ ra rằng sản lượng chủ yếu giảm do đầu tư sụt giảm, trong khi việc làm giảm nhưng năng suất lao động phản ứng yếu hơn Các tác giả cũng nhận thấy hiệu ứng thanh khoản ngay lập tức trên M1, nhưng giảm dần đến M3 và các loại tín dụng khác Lãi suất dài hạn có phản ứng yếu với sự gia tăng tạm thời của lãi suất ngắn hạn, phù hợp với lý thuyết kỳ vọng về cấu trúc kỳ hạn, trong khi giá cổ phiếu giảm mạnh và giá nhà phản ứng chậm hơn.

Piti Disyatat và Pinnarat Vongsinsirikul (2003) đã phát hiện rằng sự truyền dẫn lãi suất từ thị trường đến lãi suất bán lẻ ở Thái Lan là thấp hơn so với các nước phát triển Nghiên cứu này chỉ ra rằng kênh lãi suất có ảnh hưởng đáng kể tại Thái Lan, bên cạnh đó, kênh tín dụng cũng đóng vai trò quan trọng Tuy nhiên, vai trò của tín dụng ngân hàng đã giảm sút sau cuộc khủng hoảng tài chính năm 1997 Hơn nữa, sự hạn chế trong nhu cầu đầu tư hiệu quả, công suất dư thừa và những điểm yếu trong bảng cân đối kế toán của khu vực doanh nghiệp cũng đã tác động tiêu cực đến cả kênh tín dụng và kênh lãi suất truyền thống.

Mala Raghavan và Param Silvapulle (2009) đã áp dụng mô hình VARMA, VAR và SVAR để phân tích chính sách tiền tệ trong nền kinh tế mở nhỏ của Malaysia Nghiên cứu so sánh phản ứng của các mô hình đối với cú sốc tiền tệ, lãi suất, tỷ giá và cú sốc tiền tệ quốc tế, cho thấy sự khác biệt rõ rệt trong cơ chế truyền dẫn chính sách tiền tệ trước và sau khủng hoảng Những thay đổi trong kinh tế và hệ thống tài chính Malaysia, cùng với chế độ tỷ giá cố định từ năm 1998, đã ảnh hưởng lớn đến mối quan hệ giữa chính sách tiền tệ và nền kinh tế thực Trong giai đoạn trước khủng hoảng, cú sốc tiền tệ cả trong nước và quốc tế tác động mạnh mẽ đến sản lượng, giá cả, cung tiền, lãi suất và tỷ giá Tuy nhiên, trong giai đoạn sau khủng hoảng, các cú sốc này ít ảnh hưởng đến các biến trong nước, ngoại trừ cú sốc tiền tệ mới có tác động mạnh hơn đến sản lượng.

Nghiên cứu của Jarkko P Jọọskelọ và David Jennings (2011) nhằm kiểm tra khả năng của mô hình VAR trong việc xác định cơ chế truyền dẫn của chính sách tiền tệ Mô hình VAR áp dụng dấu hiệu giới hạn cho thấy khả năng tái tạo phản ứng đẩy gần giống với thực tế hơn so với mô hình VAR đệ quy Các tác giả khẳng định rằng mô hình này có thể giải quyết các vấn đề liên quan đến giá và tỷ giá hối đoái thực, với điều kiện các cú sốc được xác định rõ ràng Tuy nhiên, mô hình VAR dấu hiệu giới hạn cũng có những hạn chế, như phản ứng đẩy trung tâm thường sai hướng và khó khớp với phản ứng đẩy thực Phát hiện này đặt ra nghi vấn về việc các phản ứng đẩy trung tâm có phải là mô tả chính xác cho quá trình tạo dữ liệu mô phỏng hay không Tại Việt Nam, đã có nhiều nghiên cứu định lượng về truyền dẫn chính sách tiền tệ, tập trung vào vai trò của các kênh như cung tiền, lãi suất, tỷ giá và tín dụng.

Lê Việt Hùng (2008) chỉ ra rằng chính sách tiền tệ có tác động rõ rệt đến sản lượng và mức giá Việc gia tăng cung tiền không chỉ làm tăng sản lượng thực tế mà còn ảnh hưởng đến lãi suất thực trong mô hình cơ bản Hơn nữa, trong kênh tỷ giá hối đoái, tỷ giá thực có tác động đến sản lượng nhưng không bị ảnh hưởng bởi cung tiền.

Nguyễn Phi Lân (2010) đã áp dụng phương pháp mô hình cấu trúc tự hồi quy véc tơ (SVAR) để phân tích chính sách tiền tệ của Việt Nam sau khủng hoảng tài chính năm 1997 Nghiên cứu cho thấy cung tiền M2 có tác động tích cực đến tăng trưởng kinh tế, nhưng ảnh hưởng đến sản xuất công nghiệp vẫn còn hạn chế Tỷ giá hối đoái chủ yếu phụ thuộc vào lãi suất và lượng tiền cung ứng, mặc dù cũng bị ảnh hưởng bởi các yếu tố bên ngoài Thay đổi lãi suất cần khoảng 3 - 5 tháng để phát huy tác dụng, trong khi đồng VND mất giá sẽ làm giảm lãi suất nhưng cần từ 5 đến 10 tháng để điều chỉnh Cuối cùng, chỉ số CPI rất nhạy cảm và phản ứng mạnh với chính sách tiền tệ thắt chặt.

Nguyễn Phi Lân (2012) đã áp dụng phương pháp tự hồi quy hiệu chỉnh dạng vector để nghiên cứu ảnh hưởng của tỷ giá đến chỉ số giá nhập khẩu và tiêu dùng tại Việt Nam Kết quả cho thấy, nền kinh tế mở rộng có khả năng bị ảnh hưởng mạnh mẽ bởi các cú sốc bên ngoài, và độ mở của nền kinh tế có tác động đáng kể đến chỉ số giá tiêu dùng và nhập khẩu Biến động giá cả hàng hóa quốc tế cũng ảnh hưởng đến giá cả trong nước Tuy nhiên, trong dài hạn, việc mở rộng tổng cung và nâng cao năng suất lao động có thể kiểm soát tốc độ tăng của chỉ số giá tiêu dùng và chỉ số giá hàng hóa nhập khẩu.

Chu Khánh Lân (2013) đã sử dụng mô hình VAR để phân tích vai trò của kênh tín dụng trong việc truyền tải chính sách tiền tệ đến nền kinh tế Việt Nam, thông qua việc đo lường mối quan hệ giữa sản lượng, lạm phát, lãi suất, cung tiền và tín dụng Nghiên cứu cho thấy rằng đối với các quốc gia mà tín dụng có vai trò quan trọng, tác động của chính sách tiền tệ thông qua các kênh truyền thống phụ thuộc lớn vào hiệu quả của kênh tín dụng Hơn nữa, mức độ khuếch đại của kênh tín dụng trong việc truyền tải chính sách tiền tệ diễn ra nhanh chóng và mạnh mẽ.

Trần Ngọc Thơ và Nguyễn Hữu Tuấn (2013) đã sử dụng mô hình SVAR để phân tích cơ chế truyền dẫn chính sách tiền tệ ở Việt Nam trước và sau khi gia nhập WTO Nghiên cứu chỉ ra rằng tồn tại một số vấn đề, trong đó có hiện tượng Price Puzzle Sau khi Việt Nam gia nhập WTO, việc thắt chặt chính sách tiền tệ nhằm giảm lạm phát cho thấy hiệu quả sau 6 tháng Kênh lãi suất tạo ra phản ứng chậm đối với biến lạm phát, trong khi tỷ giá hối đoái phản ứng ngay lập tức trước cú sốc, cho thấy lạm phát ở Việt Nam nhạy cảm hơn với biến động này.

T Ồ NG QUAN V Ề CÁC KÊNH TRUY Ề N D Ẫ N CHÍNH SÁCH TI Ề N T Ệ

Kênh lãi su ấ t

Theo Mishkin (2006), chính sách tiền tệ mở rộng làm giảm lãi suất thực, dẫn đến giảm chi phí vốn Sự giảm lãi suất thực khuyến khích doanh nghiệp tăng cường đầu tư và người tiêu dùng chi tiêu nhiều hơn cho nhà ở và các chi phí lâu dài, được xem là hình thức đầu tư Tăng trưởng chi tiêu đầu tư thúc đẩy tổng cầu và sản lượng kinh tế Các nhà kinh tế đã chỉ ra tầm quan trọng của lãi suất trong việc phản ứng với thay đổi chính sách tiền tệ và ảnh hưởng đến hoạt động kinh tế thực.

Kênh t ỷ giá

Theo Mishkin (2006), chính sách tiền tệ mở rộng làm lãi suất thực trong nước giảm.

Tài sản tính bằng nội tệ trở nên kém hấp dẫn hơn so với tài sản ngoại tệ, dẫn đến sự mất giá của đồng nội tệ Mất giá này khiến hàng hóa trong nước rẻ hơn so với hàng hóa nước ngoài, từ đó thúc đẩy xuất khẩu ròng và tăng sản lượng.

Biến động tỷ giá hối đoái ảnh hưởng đến giá trị tài sản ngoại tệ trên bảng cân đối kế toán của ngân hàng, chính phủ, cá nhân và doanh nghiệp, từ đó tác động đến quyết định chi tiêu của họ Ở các quốc gia có chế độ tỷ giá cố định, chính sách tiền tệ có thể ảnh hưởng đến tỷ giá thực qua biến động giá cả trong nước, ảnh hưởng đến xuất khẩu ròng và sản lượng, mặc dù mức độ và thời gian tác động thường thấp và chậm Đối với các nền kinh tế nhỏ và mở với chế độ tỷ giá linh hoạt, kênh tỷ giá trở thành một kênh truyền dẫn quan trọng, tác động đến cả tổng cầu và tổng cung Các quốc gia thường duy trì biên độ tỷ giá dao động rộng, và khi tài sản trong nước và quốc tế không thể thay thế hoàn toàn cho nhau, sẽ tồn tại sự chênh lệch giữa lãi suất trong nước và quốc tế, cho phép chính sách tiền tệ tác động đến tỷ giá thực ngay cả khi tỷ giá danh nghĩa cố định.

Kênh giá tài s ả n khác

Các kênh này hoạt động chủ yếu thông qua hai tác động: lý thuyết Tobin’s q về tác động của đầu tƣ và sự giàu lên nhờ tiêu dùng (Mishkin, 1995).

Theo định nghĩa của Tobin (1969), giá trị q là tỷ lệ giữa giá trị thị trường của một công ty và chi phí thay thế vốn Khi q cao, chi phí thay thế vốn thấp hơn giá trị thị trường, giúp công ty mở rộng đầu tư vào nhà máy và thiết bị Ngược lại, nếu q thấp, giá trị thị trường không đủ để bù đắp chi phí thay thế, dẫn đến việc công ty giảm đầu tư Từ góc độ tiền tệ, nếu cung tiền giảm, công chúng sẽ có ít tiền hơn và có xu hướng giảm chi tiêu, trong đó có việc giảm đầu tư vào thị trường chứng khoán, làm giảm nhu cầu và giá cổ phiếu.

Hiệu ứng giàu có nhờ tiêu dùng dựa trên mô hình vòng đời tiêu dùng của Modigliani

Theo mô hình năm 1971, người tiêu dùng xác định chi tiêu dựa trên các nguồn lực cuộc sống như nguồn nhân lực, vốn thực và tài sản tài chính Cổ phiếu đóng vai trò quan trọng trong sự giàu có tài chính; khi giá cổ phiếu giảm, sự giàu có của người tiêu dùng cũng giảm, dẫn đến việc họ chi tiêu ít hơn Chính sách tiền tệ thắt chặt làm giảm giá trị các tài sản tài chính khác, khiến hộ gia đình điều chỉnh kỳ vọng thu nhập và tiêu dùng Thay đổi trong chính sách tiền tệ cũng ảnh hưởng đến giá trị tài sản của công ty, làm tăng tỷ lệ nợ/tài sản và gây khó khăn trong việc thanh toán nợ Hộ gia đình và công ty trở nên dễ tổn thương trước suy giảm tài chính, dẫn đến cắt giảm chi tiêu và vay mượn để phục hồi Kết quả là đầu tư và tiêu dùng đều giảm, kéo theo sản lượng kinh tế giảm sút.

Kênh tín d ụ ng

Kênh tín dụng trong thị trường tài chính chủ yếu liên quan đến các vấn đề thông tin bất đối xứng và ràng buộc chi phí cao trong hợp đồng giữa người cho vay và người vay Hoạt động của kênh tín dụng được thực hiện thông qua hai kênh chính: kênh tín dụng ngân hàng và các cân đối kế toán (Mishkin, 1995).

Kênh tín dụng ngân hàng ngày càng trở nên quan trọng trong việc kết nối người vay và người cho vay, đặc biệt đối với các doanh nghiệp nhỏ không thể huy động vốn qua phát hành cổ phiếu và trái phiếu Khi chính sách tiền tệ thắt chặt, lượng cung tiền giảm, dẫn đến khả năng cung cấp tín dụng của ngân hàng cũng giảm theo, ảnh hưởng đến khả năng tiếp cận vốn của doanh nghiệp và làm giảm đầu tư cũng như tổng cầu Ở những nước có thị trường tín dụng tư nhân kém phát triển hoặc bị can thiệp bởi Chính phủ, tác động của chính sách tiền tệ đến tổng cầu chủ yếu thông qua việc thay đổi khối lượng tín dụng, chứ không chỉ qua lãi suất Khi điều kiện tiền tệ thắt chặt, ngân hàng không chỉ tăng lãi suất mà còn thắt chặt các điều khoản tín dụng để ngăn chặn việc đầu tư vào các dự án rủi ro, từ đó làm giảm cung tín dụng.

Kênh bảng cân đối kế toán hoạt động dựa trên giá trị thực của công ty, chịu ảnh hưởng bởi lựa chọn bất lợi và rủi ro đạo đức Khi giá trị ròng của công ty giảm, người cho vay có thể phải dựa vào tài sản thế chấp thấp hơn, dẫn đến vấn đề lựa chọn bất lợi và giảm khả năng cho vay cho chi đầu tư Giá trị tài sản thấp hơn cũng tạo ra rủi ro đạo đức, vì các chủ doanh nghiệp có cổ phần thấp hơn sẽ có xu hướng tham gia vào các dự án rủi ro hơn Kết quả là, cả cho vay và chi tiêu đầu tư đều bị giảm sút (Mishkin, 1995).

Chính sách tiền tệ thắt chặt sẽ gây ra sự giảm sút trong giá cổ phiếu, làm gia tăng các vấn đề liên quan đến lựa chọn bất lợi và rủi ro đạo đức, dẫn đến việc giảm chi đầu tư.

Chính sách tiền tệ ảnh hưởng đến khả năng tiếp cận tín dụng của người đi vay, đặc biệt là những người có tình trạng tài chính không ổn định và giá trị tài sản ròng thấp Khi chính sách tiền tệ thắt chặt, lãi suất tăng lên sẽ làm gia tăng chi phí trả lãi, dẫn đến giảm luồng tiền mặt ròng và làm suy yếu tình trạng tài chính của người vay Điều này có thể gây ra các vấn đề về lựa chọn bất lợi và rủi ro đạo đức Do đó, những thay đổi trong chính sách tiền tệ không chỉ ảnh hưởng đến tình hình tài chính của người vay mà còn tác động đến quyết định đầu tư và chi tiêu của họ.

PHƯƠNG PHÁP NGHIÊN CỨ U

Phương pháp nghiên cứ u

Một yếu tố quan trọng trong cơ chế dẫn truyền chính sách tiền tệ là mức độ truyền dẫn từ lãi suất chính sách đến lãi suất bán lẻ Bài viết này sẽ nghiên cứu cơ chế truyền dẫn lãi suất chính sách tại Việt Nam, tập trung vào việc đánh giá mức độ ảnh hưởng của lãi suất tái cấp vốn đến lãi suất tiền gửi và lãi suất cho vay của các ngân hàng.

Tác giả áp dụng phương pháp số nhân năng động (Dynamic Multiplier Model) để phân tích sự truyền dẫn của lãi suất chính sách tới lãi suất bán lẻ, theo nghiên cứu của Cottarelli và Kourelis (1994) Mô hình này ước tính mối quan hệ giữa lãi suất bán lẻ và lãi suất chính sách thông qua độ trễ của chính nó Mức độ truyền dẫn được đo bằng các tác động ước tính của lãi suất bán lẻ do thay đổi trong lãi suất chính sách, được xem xét ở các giai đoạn khác nhau Bài nghiên cứu tập trung vào số nhân tác động ngắn hạn, số nhân 3 tháng, 6 tháng và số nhân dài hạn, với mô hình được trình bày trong Phụ lục 1.

Một nhược điểm của mô hình hồi quy với các biến lấy sai phân là mất mát thông tin lâu dài Để xác định mối quan hệ dài hạn giữa lãi suất bán lẻ và lãi suất chính sách, tác giả áp dụng kỹ thuật đồng liên kết Nếu các biến có đồng liên kết, mô hình VECM sẽ được sử dụng để phân tích mối quan hệ dài hạn và xác định mức độ truyền dẫn cũng như khả năng điều chỉnh về cân bằng dài hạn của lãi suất bán lẻ.

Tác giả áp dụng mô hình VAR (Vector Autoregression) do Christopher H.Sims giới thiệu vào năm 1980 để phân tích cơ chế truyền dẫn chính sách tiền tệ tại Việt Nam Trong nghiên cứu, mô hình VAR đệ quy được sử dụng để phân tích phản ứng xung và phân rã phương sai theo trật tự Cholesky, nhằm xác định mức độ ảnh hưởng của các cú sốc chính sách tiền tệ đến sản lượng và lạm phát qua các kênh truyền dẫn như lãi suất, tín dụng, tỷ giá và giá tài sản.

Các bướ c th ự c hi ệ n nghiên c ứ u

Nghiên cứu sự truyền dẫn của lãi suất chính sách đến lãi suất bán lẻ qua mô hình số nhân năng động

 Kiểm định tính dừng cho các biến lãi suất bằng phương pháp Dickey-Fuller (ADF).

 Chạy hồi quy OLS để ƣớc lƣợng lãi suất tiền gửi, lãi suất cho vay với độ trễ thích hợp.

 Kiểm định đồng liên kết để xem xét mối quan hệ trong dài hạn giữa các biến lãi suất bán lẻ và lãi suất cho vay.

To determine the appropriate lag length for running the VECM model, the author employs the VAR model, utilizing various statistical criteria including the Likelihood-Ratio test (LR), Final Prediction Error (FPE), Akaike’s Information Criterion (AIC), Schwarz’s Bayesian Information Criterion (SBIC), and Hannan and Quinn Information Criterion (HQIC).

Mô hình VECM được sử dụng để phân tích mối quan hệ dài hạn giữa lãi suất bán lẻ và lãi suất chính sách Qua đó, nghiên cứu xác định mức độ truyền dẫn và khả năng điều chỉnh về cân bằng lâu dài của lãi suất bán lẻ.

Nghiên cứu các kênh truyền dẫn chính sách tiền tệ là lãi suất, tỷ giá, tín dụng, giá tài sản và kênh tổng hợp bằng mô hình VAR

Các bước thực hiện kiểm định kênh truyền dẫn chính sách tiền tệ:

 Kiểm định tính dừng của các biến trong bài nghiên cứu vì mô hình VAR chỉ áp dụng cho các chuỗi dừng.

Kiểm định tính ổn định của mô hình là bước quan trọng để xác định sự phù hợp của mô hình thông qua việc kiểm tra tính dừng của các phần dư tương ứng Việc này giúp đảm bảo rằng mô hình hoạt động hiệu quả và có thể dự đoán chính xác các biến số trong tương lai.

 Thực hiện mô hình VAR và các kiểm định quan trọng trong mô hình VAR nhƣ: Kiểm định để lựa chọn độ trễ phù hợp cho mô hình.

Phản ứng xung và phân rã phương sai với theo trật tự Cholesky để phân tích tác động của các cú sốc chính sách tiền tệ.

Tác giả sẽ lần lượt thực hiện các kiểm định mô hình VAR với năm mô hình như sau:

 Mô hình đầu tiên là mô hình VAR cơ bản tương ứng với kênh lãi suất, các biến nội sinh của mô hình này là (GDP, CPI, IR).

Mô hình thứ hai mở rộng mô hình cơ bản bằng cách thêm biến tín dụng (CREDIT) vào kênh tín dụng Các biến nội sinh trong mô hình này bao gồm GDP, CPI, lãi suất (IR) và tín dụng (CREDIT).

Mô hình thứ ba bổ sung biến REER vào mô hình cơ bản của kênh tỷ giá, với các biến nội sinh bao gồm GDP, CPI, IR và REER.

Mô hình thứ tư bổ sung biến ASSET vào mô hình cơ bản, tạo ra kênh giá tài sản Các biến nội sinh trong mô hình này bao gồm GDP, CPI, IR và ASSET.

Mô hình tổng hợp bốn kênh truyền dẫn thứ năm phân tích tác động của cú sốc lãi suất đến sản lượng và mức giá, với các biến nội sinh bao gồm GDP, CPI, IR, CREDIT, REER và ASSET Phần này chủ yếu tập trung vào việc so sánh ảnh hưởng của kênh truyền dẫn lãi suất và kênh tổng hợp đối với nền kinh tế.

D ữ li ệ u nghiên c ứ u

Tác giả sử dụng số liệu ở Việt Nam theo quý từ quý 3 năm 2000 đến quý 2 năm 2013, các biến trong bài nghiên đƣợc thể hiện trong Bảng 3.1.

Bảng 3.1: Mô tả các biến sử dụng trong nghiên cứu bằng mô hình VAR

Các biến Diễn giải Thời gian -Quý Nguồn

GDP Tổng sản phẩm quốc nội

CPI Chỉ số CPI trong nước

IR Lãi suất tái cấp vốn 2000:3 – 2013:2 SBV

DIR Lãi suất tiền gửi IMF

LIR Lãi suất cho vay IMF

Tỷ giá hối đoái thực đa phương giữa Việt Nam và

20 nước có mậu dịch lớn với Việt Nam là: Trung Quốc, Hồng Kông, Hàn Quốc, Nhật, Singapore, Thái Lan, Anh, Mỹ, Malaysia, Philippines, Indonesia, Úc, Pháp, Đức,

Hà Lan, Nga, Bỉ, Ấn Độ,

Datastream, IMF, Tradingeconomics, và tác giả tự tính

CREDIT Dƣ nợ tín dụng trong nền kinh tế 2000:3 – 2013:2 SBV, EIA

Chỉ số VNI-Index của Thị trường chứng khoán Việt Nam

Tác giả đã thu thập dữ liệu về lãi suất tiền gửi, lãi suất cho vay và lãi suất tái cấp vốn theo tháng từ tháng 1 năm 2000 đến tháng 5 năm 2013 để phân tích mức độ truyền dẫn từ lãi suất chính sách đến lãi suất bán lẻ.

Tác giả đã điều chỉnh yếu tố mùa vụ cho các số liệu bằng phương pháp Census X12 và áp dụng logarit cho các biến, ngoại trừ biến lãi suất, trước khi đưa vào mô hình VAR.

Tác giả đã sử dụng chỉ số VNI-Index của Thị trường chứng khoán Việt Nam để đại diện cho kênh giá tài sản, trong khi dƣ nợ tín dụng trong nền kinh tế thể hiện kênh tín dụng, và tỷ giá hối đoái thực đa phương đại diện cho kênh tỷ giá.

Null Hypothesis: D(LSTG) has a unit root Exogenous: Constant Lag Length: 4 (Automatic based on AIC, MAXLAG)

Null Hypothesis: D(LSCV) has a unit root Exogenous: Constant

Lag Length: 4 (Automatic based on AIC, MAXLAG) t-Statistic

K Ế T QU Ả NGHIÊN C Ứ U

S ự truy ề n d ẫ n t ừ lãi su ất chính sách đế n lãi su ấ t bán l ẻ

Kết quả kiểm định ADF của ba biến lãi suất được trình bày trong bảng 4.1 dưới đây.

Bảng 4.1: Kết quả kiểm định nghiệm đơn vị cho lãi suất tái cấp vốn, lãi suất tiền gửi và lãi suất cho vay t-Statistic Prob.*

Augmented Dickey-Fuller test statistic -6.557018 0.0000

Null Hypothesis: D(LSTCV) has a unit root

Lag Length: 5 (Automatic based on AIC, MAXLAG) t-Statistic Prob.*

Dependent Variable: DLSTG Method: Least Squares

Sample (adjusted): 2000M03 2013M05 Included observations: 159 after adjustments

Kết quả kiểm định cho thấy cả ba biến lãi suất đều đạt sai phân bậc một với mức ý nghĩa 5% Do đó, tác giả quyết định sử dụng ba biến lãi suất này trong mô hình hồi quy OLS dưới dạng sai phân bậc một.

4.1.2 Kết quả hồi quy OLS cho lãi suất bán lẻ

Tác giả áp dụng phương pháp OLS để ước lượng lãi suất tiền gửi và lãi suất cho vay dựa trên lãi suất tái cấp vốn, với tất cả các biến có độ trễ là một Kết quả ước lượng được trình bày chi tiết trong bảng 4.2.

Bảng 4.2: Kết quả ƣớc lƣợng lãi suất bán lẻ

Bảng 4.2 (a): Lãi suất tiền gửi

Variable Coefficient Std Error t-Statistic Prob.

S.E of regression 0.513762 Akaike info criterion 1.524576

Sum squared resid 41.17649 Schwarz criterion 1.582480

Log likelihood -118.2038 Hannan-Quinn criter 1.548090

Dependent Variable: DLSCV Method: Least Squares

Sample (adjusted): 2000M03 2013M05 Included observations: 159 after adjustments

Bảng 4.2 (a): Lãi suất cho vay

Variable Coefficient Std Error t-Statistic Prob.

R-squared 0.411546 Mean dependent var -0.003774 Adjusted R-squared 0.404002 S.D dependent var 0.730118 S.E of regression 0.563657 Akaike info criterion 1.709947 Sum squared resid 49.56270 Schwarz criterion 1.767851 Log likelihood -132.9408 Hannan-Quinn criter 1.733461 Durbin-Watson stat 1.997056

Tác giả áp dụng phương pháp Breusch-Pagan-Godfrey để kiểm tra phương sai thay đổi cho hai mô hình hồi quy, và kết quả cho thấy cả hai mô hình đều có phương sai không thay đổi với mức ý nghĩa 1% Kết quả kiểm định phương sai thay đổi được trình bày chi tiết trong Phụ lục 3.

Tác giả sẽ loại bỏ các biến có p-value của hệ số hồi quy lớn hơn 1%, do đó phương trình lãi suất tiền gửi và lãi suất cho vay sẽ được điều chỉnh như sau.

4.1.3 Kiểm tra đồng liên kết

Tác giả đã sử dụng kiểm định Johansen để xác định mối liên kết đồng thời giữa các cặp lãi suất, bao gồm lãi suất tái cấp vốn với lãi suất tiền gửi và lãi suất tái cấp vốn với lãi suất cho vay Kết quả kiểm định được trình bày chi tiết trong Bảng 4.3.

Trace test indicates 2 cointegrating eqn(s) at the 0.05 level

* denotes rejection of the hypothesis at the 0.05 level

Max-eigenvalue test indicates 2 cointegrating eqn(s) at the 0.05 level

Sample (adjusted): 2000M06 2013M05 Included observations: 156 after adjustments Trend assumption: Linear deterministic trend Series: LSTCV LSTG Lags interval (in first differences): 1 to 4 Unrestricted Cointegration Rank Test (Trace)

Unrestricted Cointegration Rank Test (Maximum Eigenvalue)

Bảng 4.3: Kết quả kiểm định đồng liên kết

Bảng 4.3 (a): Giữa lãi suất tiền gửi và lãi suất tái cấp vốn

Trace test indicates 2 cointegrating eqn(s) at the 0.05 level

Sample (adjusted): 2000M06 2013M05 Included observations: 156 after adjustments Trend assumption: Linear deterministic trend Series: LSTCV LSCV Lags interval (in first differences): 1 to 4 Unrestricted Cointegration Rank Test (Trace)

Unrestricted Cointegration Rank Test (Maximum Eigenvalue)

Max-eigenvalue test indicates 2 cointegrating eqn(s) at the 0.05 level

Bảng 4.3 (a): Lãi suất cho vay và lãi suất tái cấp vốn

No of CE(s) Eigenvalue Trace

Kết quả nghiên cứu chỉ ra rằng lãi suất bán lẻ có mối liên hệ dài hạn với lãi suất tái cấp vốn ở mức ý nghĩa 5% Do đó, tác giả đã áp dụng mô hình VECM để phân tích mối quan hệ dài hạn giữa hai loại lãi suất này.

4.1.4 Xác định mối quan hệ trong dài hạn giữa lãi suất bán lẻ và lãi suất cho vay

Kết quả kiểm định lựa chọn độ trễ phù hợp đƣợc thể hiện trong Bảng 4.4.

VAR Lag Order Selection Criteria Endogenous variables: DLSTG DLSTCV Sample: 2000M01 2013M05 Included observations: 159

VAR Lag Order Selection Criteria Endogenous variables: DLSCV DLSTCV Sample: 2000M01 2013M05 Included observations: 159

Bảng 4.4: Kết quả kiểm định chọn độ trễ

Bảng 4.4 (a): Lãi suất tiền gửi và lãi suất tái cấp vốn

Lag LogL LR FPE AIC SC HQ

Bảng 4.4 (b): Lãi suất cho vay và lãi suất tái cấp vốn

Kết quả kiểm định độ trễ trong Bảng 4.4 cho thấy tác giả đã chọn độ trễ cho mô hình ước lượng lãi suất tiền gửi và lãi suất cho vay là bằng một.

Vector Error Correction Estimates Included observations: 159 after adjustments Standard errors in ( ) & t-statistics in [ ]

Bảng 4.5: Kết quả ƣớc lƣợng lãi suất bán lẻ bằng mô hình VECM

Bảng 4.5 (a): Kết quả ước lượng lãi suất tiền gửi bằng mô hình

Determinant resid covariance (dof adj.) 0.090750

Vector Error Correction Estimates Sample (adjusted): 2000M03 2013M05 Included observations: 159 after adjustments

Bảng 4.5 (b): Kết quả ước lượng lãi suất cho vay bằng mô hình VECM

Determinant resid covariance (dof adj.) 0.107188

Theo kết quả ước lượng từ mô hình VECM trong Bảng 4.5, tác giả đã xác định được mối quan hệ giữa lãi suất tái cấp vốn và lãi suất bán lẻ cũng như lãi suất cho vay.

Tác giả đã sử dụng các hệ số từ phương trình (4.1) và (4.2) để tính toán số nhân cho lãi suất tiền gửi và lãi suất cho vay trong các khoảng thời gian 3 tháng, 6 tháng và dài hạn, theo công thức được trình bày trong Phụ lục 1 Kết quả về mức độ truyền dẫn trong mô hình số nhân năng động và mô hình VECM sẽ được tổng hợp trong bảng 4.6.

Bảng 4.6: Tổng hợp kết quả về sự truyền dẫn lãi suất tái cấp vốn đến lãi suất tiền gửi và lãi suất cho vay

Tức thời 3 Tháng 6 Tháng Dài hạn

Mức độ điều chỉnh Dynamic Multiplier (1 độ trễ)

Trong mô hình số nhân năng động, lãi suất bán lẻ cho thấy sự truyền dẫn gần như đồng nhất từ lãi suất chính sách đến lãi suất tiền gửi và lãi suất cho vay, với tỷ lệ lần lượt là 43,1% và 46,2% Khi Ngân hàng Nhà nước thay đổi lãi suất chính sách, ngay lập tức 43,1% sự thay đổi được truyền dẫn vào lãi suất tiền gửi và 46,2% vào lãi suất cho vay Mặc dù mở rộng thời gian nghiên cứu cho thấy tốc độ truyền dẫn có xu hướng tăng lên, nhưng sau 3 tháng, mức độ truyền dẫn hầu như không thay đổi.

Số nhân 3 tháng, 6 tháng và dài hạn trong mô hình số nhân năng động và số nhân dài hạn trong mô hình VECM cho lãi suất tiền gửi đều cao hơn lãi suất cho vay, cho thấy sự truyền dẫn của lãi suất chính sách vào lãi suất tiền gửi mạnh hơn lãi suất cho vay Sự khác biệt này có thể được giải thích bởi một số nguyên nhân: (i) Ngân hàng ở Việt Nam thường chịu sự quản lý của NHNN, nhằm đảm bảo lãi suất cho vay hợp lý cho doanh nghiệp, (ii) Chi phí thay đổi cao và sự phức tạp trong thị trường cho vay lớn hơn so với thị trường huy động vốn, và (iii) Các ngân hàng thương mại phụ thuộc nhiều vào nguồn vốn huy động, cùng với việc thiếu hụt vốn và hoạt động yếu kém, dẫn đến việc các ngân hàng phải cạnh tranh lãi suất tiền gửi và thường xuyên điều chỉnh lãi suất theo thay đổi của lãi suất chính sách.

Mặc dù lãi suất tiền gửi có mức độ truyền dẫn mạnh hơn lãi suất cho vay, nhưng lãi suất cho vay lại có mức độ điều chỉnh cân bằng cao hơn (hệ số điều chỉnh lãi suất cho vay là 0,101, trong khi lãi suất tiền gửi là 0,069) Nguyên nhân chủ yếu là do tại Việt Nam, nguồn huy động vốn còn hạn chế, khiến ngân hàng trở thành kênh vay vốn quan trọng cho doanh nghiệp, dẫn đến việc các ngân hàng điều chỉnh lãi suất cho vay một cách mạnh mẽ hơn.

Tại Việt Nam, có sự truyền dẫn từ lãi suất chính sách đến lãi suất bán lẻ với mức độ truyền dẫn dài hạn cao, tuy nhiên không hoàn toàn Mức độ truyền dẫn của lãi suất tiền gửi cao hơn lãi suất cho vay, trong khi mức độ điều chỉnh của lãi suất cho vay lại cao hơn mức độ điều chỉnh của lãi suất tiền gửi.

K ế t qu ả nghiên c ứ u v ề các kênh truy ề n d ẫ n chính sách ti ề n t ệ b ằ ng mô hình

4.2.1 Kiểm định tính dừng của các biến trong mô hình VAR

Tác giả sử dụng kiểm định ADF để kiểm định tính dừng của các biến, kết quả đƣợc trình bày trong bảng 4.7.

Bảng 4.7: Kết quả kiểm định tính dừngcho các biến sử dụng trong mô hình VAR

Null Hypothesis: D(LOGGDP,2) has a unit root

Lag Length: 2 (Automatic based on SIC, MAXLAG) t-Statistic Prob.*

Null Hypothesis: D(LOGCPI) has a unit root

Null Hypothesis: D(IR) has a unit root

Null Hypothesis: D(LOGEX) has a unit root

Null Hypothesis: D(LOGCREDIT) has a unit root

Null Hypothesis: D(LOGASSET) has a unit root

Kết quả kiểm định cho thấy tất cả các biến đều dừng ở sai phân bậc một I(1), ngoại trừ biến sản lượng (GDP) dừng ở sai phân bậc hai I(2) với mức ý nghĩa 5% Do đó, khi đưa các biến vào mô hình, tác giả sử dụng sai phân bậc một cho tất cả các biến, trừ biến sản lượng được lấy sai phân bậc hai.

VAR Lag Order Selection Criteria Endogenous variables: D2_GDP D_CPI D_IR Exogenous variables: C Sample: 2000Q3 2013Q2

VAR Lag Order Selection Criteria Endogenous variables: D2_GDP D_CPI D_IR D_CREDIT Exogenous variables: C Sample: 2000Q3 2013Q2 Included observations: 48

4.2.2 Kiểm định chọn độ trễ phù hợp cho các mô hình

Kết quả kiểm định độ trễ đƣợc trình bày trong bảng 4.8.

Bảng 4.8: Kết quả kiểm định độ trễ

VAR Lag Order Selection Criteria

Endogenous variables: D2_GDP D_CPI D_IR D_REER Exogenous variables: C

Endogenous variables: D2_GDP D_CPI D_IR D_ASSET Exogenous variables: C

Endogenous variables: D2_GDP D_CPI D_IR D_CREDIT D_REER D_ASSET Exogenous variables: C Sample: 2000Q3 2013Q2

Bảng 4.8 (d): Kênh giá tài sản

Theo kết quả kiểm định trong Bảng 4.8, tác giả xác định rằng độ trễ phù hợp cho kênh tổng hợp là 1 Tuy nhiên, để đảm bảo tính nhất quán với các mô hình VAR còn lại, tác giả đã chọn độ trễ là 2 cho cả năm mô hình VAR.

4.2.3 Kiểm tra tính ổn định và sự phù hợp của các mô hình VAR

Tác giả đã tiến hành kiểm định sự ổn định và tính dừng của các phần dư từ năm mô hình VAR, với kết quả được trình bày chi tiết trong Phụ lục 4 và Phụ lục 5 Các kết quả này được tổng hợp trong Bảng 4.9 và Bảng 4.10.

Bảng 4.9: Tổng hợp kết quả kiểm định sự ổn định của các mô hình VAR

Endogenous variables: D2_GDP D_CPI D_IR D_CREDIT D_REER D_ASSET

Modulus Modulus Modulus Modulus Modulus

Kết quả kiểm định sự ổn định của năm mô hình VAR được tổng hợp trong Bảng 4.9 cho thấy tất cả các mô hình đều ổn định, với các biến nằm trong vòng tròn đơn vị.

Bảng 4.10: Tổng hợp kết quả kiểm định nghiệm đơn vị của các phần dƣ từ các mô hình VAR nghiên cứu t-Statistic t-Statistic t-Statistic

Kênh lãi suất Kênh tỷ giá Kênh tổng hợp

RESID01 -12.28 RESID08 -12.39204 RESID16 -11.64579 RESID02 -6.304 RESID09 -6.358256 RESID17 -5.030361 RESID03 -6.602 RESID10 -6.483203 RESID18 -6.973151

RESID11 -6.672672 RESID19 -7.058605 Kênh tín dụng Kênh giá tài sản RESID20 -6.90666 RESID04 -12.25 RESID12 -12.50903 RESID21 -6.635235

Kết quả kiểm định tính dừng của các phần dư từ các mô hình VAR cho thấy tất cả các phần dư đều dừng ở bậc I(0) với mức ý nghĩa 5% Điều này chứng tỏ rằng cả năm mô hình VAR đều phù hợp với các biến nghiên cứu.

4.2.4 Kênh lãi suất - Mô hình VAR cơ bản

Mô hình VAR cơ bản đại diện cho kênh lãi suất, bao gồm các biến quan trọng như sản lượng thực (GDP), chỉ số giá tiêu dùng (CPI) và lãi suất tái cấp vốn (IR).

Khi có cú sốc lãi suất tăng, sản lượng ban đầu tăng trong hai quý, sau đó giảm xuống mức thấp nhất khoảng 0,33% vào quý 3, rồi tăng trở lại 0,23% ở quý 4 trước khi tiếp tục giảm Biến động của sản lượng diễn ra theo chu kỳ, nhưng biên độ dao động giảm dần và cú sốc lãi suất được hấp thụ hoàn toàn sau khoảng ba năm.

Tác giả đã phát hiện ra hiện tượng "puzzle sản lượng" trong kênh lãi suất, trong đó sản lượng có xu hướng tăng lên ngay cả khi chính sách tiền tệ bị thắt chặt.

Hình 4.1: Phản ứng của sản lƣợng, lạm phát và lãi suất với cú sốc lãi suất

Response of D_CPI to D_IR

Response of D_IR to D_IR

Lạm phát tăng ngay lập tức sau cú sốc lãi suất và chỉ giảm sau hai quý, với mức thấp nhất là 0,36% trong quý 4 Từ quý 6 đến quý 9, lạm phát lại tăng nhẹ, hấp thụ hoàn toàn cú sốc lãi suất sau ba năm Tác giả nhận thấy hiện tượng "puzzle giá", tức là lạm phát gia tăng khi chính sách tiền tệ bị thắt chặt.

Phân tích tác động của lạm phát đến lãi suất:

Hình 4.2: Phản ứng của lãi suất với cú sốc lạm phát

Response of D_IR to Cholesky One S.D D_CPI

Khi xảy ra cú sốc lạm phát, lãi suất ngay lập tức tăng cao, đạt đỉnh vào quý 2 với mức tăng khoảng 80% Từ cuối quý 3 đến quý 6, lãi suất bắt đầu giảm Sau khoảng 12 quý, lãi suất đã hấp thụ hoàn toàn cú sốc này.

Bảng 4.11: Kết quả phân rã phương sai các biến trong kênh lãi suất

Kết quả phân rã phương sai trong Bảng 4.11 cho thấy rằng sau 12 quý, lãi suất chỉ giải thích được 10,8% biến động của sản lượng và 7,4% biến động của lạm phát Đặc biệt, lạm phát lại có khả năng giải thích tới 43,5% biến động của lãi suất chỉ sau 4 quý.

Việc thắt chặt chính sách tiền tệ qua lãi suất tái cấp vốn chỉ có tác dụng làm giảm sản lượng và lạm phát sau hai quý, trong khi cả hai yếu tố này sẽ hấp thụ cú sốc lãi suất trong khoảng ba năm Mặc dù cú sốc lãi suất gây ra biến động cho sản lượng và lạm phát, nhưng lãi suất không thể giải thích nhiều về những biến động này Nghiên cứu cũng chỉ ra rằng biến động lãi suất chịu ảnh hưởng lớn từ cú sốc lạm phát.

4.2.5 Kênh tín dụng Để đánh giá tác động của các cú sốc chính sách tiền tệ qua kênh tín dụng tác giả thêm biến tổng dƣ nợ tín dụng của nền kinh tế Việt Nam (CREDIT) vào mô hình VAR cơ bản Mô hình kênh tín dụng gồm bốn biến: GDP, CPI, IR và CREDIT.

Hình 4.3: Phản ứng của sản lƣợng, lạm phát và tín dụng với cú sốc lãi suất và tín dụng

Response of D2_GDP to Cholesky

Response of D_CPI to Cholesky One S.D Innovations

Response of D_CREDIT to Cholesky One S.D Innovations

D_IR D_CREDIT D_IR D_CREDIT D_IR D_CREDIT

Kết quả phản ứng xung trong Hình 4.3 cho thấy cú sốc lãi suất có tác động mạnh mẽ hơn đến biến động sản lượng so với cú sốc tín dụng Cụ thể, khi có cú sốc tín dụng, sản lượng tăng trong hai quý đầu, sau đó giảm từ quý 3 đến quý 6 và lại tăng trở lại Đến quý 8, sản lượng đã hấp thụ hết tác động của cú sốc tín dụng.

Lạm phát đã tăng lên do cú sốc tín dụng, đạt mức cao nhất 0,62% vào quý 3, sau 6 quý biến động ít Hiện tượng puzzle giá đã giảm so với kênh lãi suất, mặc dù lạm phát trong hai quý đầu có tăng nhưng mức tăng này thấp hơn do ảnh hưởng của tín dụng Sau 12 quý, lạm phát đã hấp thụ gần hết cú sốc tín dụng.

Response of GDP to IR 0.0030

Response of CPI to IR

Hình 4.4: Phản ứng của sản lượng và lạm phát trong trường hợp biến tín dụng là biến nội sinh và biến tín dụng là biến ngoại sinh

Tiêu đề	Cơ Chế Truyền Dẫn Chính Sách Tiền Tệ Ở Việt Nam
Tác giả	Phạm Thái Huyền Trân
Người hướng dẫn	P.S.TS. Nguyễn Thị Nọ Trân
Trường học	Đại Học Kinh Tế Tp.Hồ Chí Minh
Chuyên ngành	Tài Chính Ngân Hàng
Thể loại	Luận Văn Thạc Sĩ Kinh Tế
Năm xuất bản	2013
Thành phố	Tp.Hồ Chí Minh

Định dạng
Số trang	78
Dung lượng	374,72 KB