Gi ớ i thi ệ u
Kể từ cuộc khủng hoảng toàn cầu năm 2008, Việt Nam và nhiều quốc gia đã áp dụng các chính sách tiền tệ nhằm phục hồi nền kinh tế Chính sách tiền tệ đóng vai trò quan trọng trong việc giúp các quốc gia vượt qua khó khăn kinh tế Để hiểu rõ hiệu quả của chính sách này và đạt được các mục tiêu vĩ mô, Ngân hàng Nhà nước và các ngân hàng trung ương khác đã tiến hành phân tích cơ chế truyền dẫn tiền tệ Qua đó, họ tìm kiếm giải pháp nâng cao hiệu quả thực thi chính sách tiền tệ và giảm thiểu các tác động tiêu cực.
Chính sách tiền tệ đóng vai trò quan trọng trong sự phát triển kinh tế của một quốc gia Việc hiểu rõ các kênh mà chính sách này tác động đến tăng trưởng kinh tế và thời gian ảnh hưởng của nó đến hoạt động thực tế là rất cần thiết Lý thuyết về nền kinh tế vĩ mô mở mới (NOEM), do Obstfeld và Rogoff tiên phong, cung cấp cái nhìn sâu sắc về mối quan hệ này.
Năm 1995, giả thuyết cho rằng chính sách tiền tệ tác động đến nền kinh tế thực thông qua kênh lãi suất và tỷ giá đã được đưa ra Theo lý thuyết NOEM, cú sốc từ chính sách tiền tệ ảnh hưởng ngay lập tức đến lãi suất và tỷ giá, trong khi tác động đến sản lượng xảy ra với độ trễ và ảnh hưởng đến giá cả thì có độ trễ xa hơn.
Nhiều nghiên cứu thực nghiệm đã được thực hiện để kiểm tra dự báo của mô hình NOEM, sử dụng mô hình hồi quy vector (VAR) Tuy nhiên, một số nghiên cứu gặp phải kết quả nghi ngờ về ảnh hưởng của cú sốc chính sách tiền tệ, không tương thích với lý thuyết NOEM Các nghiên cứu của Cushman và Zha (1997), Kim và Roubini (2000), cùng Sims và Zha (2006) đã chỉ ra rằng những kết quả này xuất phát từ việc nhận dạng cú sốc bên ngoài không chính xác Để hiểu rõ hơn về sự truyền dẫn của cú sốc chính sách tiền tệ vào các biến vĩ mô, các tác giả khuyến nghị sử dụng mô hình SVAR, cho phép các biến tương tác đồng thời Đến nay, đã có nhiều công trình lý thuyết và thực nghiệm về ảnh hưởng của chính sách tiền tệ đến nền kinh tế Tại Việt Nam, cũng có một số nghiên cứu định lượng tiêu biểu về cơ chế truyền dẫn chính sách tiền tệ với các mô hình khác nhau.
+ Lê Việt Hùng và Wade D Pfau (2008) phân tích sự truyền dẫn của chính sách tiền tệ, sử dụng mô hình VAR.
Phạm Thế Anh (2008) đã tiến hành nghiên cứu về chính sách tiền tệ và tác động của nó đối với lạm phát, sản lượng cũng như các biến vĩ mô khác, áp dụng mô hình SVAR để phân tích.
+ Trần Ngọc Thơ và cộng sự (2013) nghiên cứu cơ chế truyền dẫn chính sách tiền tệ ở Việt Nam, sử dụng mô hình SVAR.
Trong các nghiên cứu trước đây, có hai nghiên cứu áp dụng mô hình SVAR với cấu trúc khác nhau Mô hình của Phạm Thế Anh (2008) chỉ tập trung vào bốn biến trong nước và không xem xét ảnh hưởng của chính sách tiền tệ từ các yếu tố bên ngoài như giá dầu và lãi suất toàn cầu Ngược lại, cấu trúc mô hình nghiên cứu của Trần Ngọc Thơ và cộng sự (2013) lại khác biệt so với mô hình của Sayyed Mahdi Ziaei.
(2012), điển hình là phương trình chỉ số giá tiêu dùng Trần Ngọc Thơ và cộng sự
Nghiên cứu của năm 2013 cho rằng chỉ số giá tiêu dùng có phản ứng ngay lập tức trước sự thay đổi của tỷ giá hối đoái Tuy nhiên, Sayyed Mahdi Ziaei (2012) chỉ ra rằng phản ứng này chỉ xảy ra ở Ả rập Saudi, nơi tỷ giá hối đoái được sử dụng như công cụ chính để ổn định giá cả trong nước.
Bài nghiên cứu này áp dụng cấu trúc của Sayyed Mahdi Ziaei (2012) và Kim và Roubini (2000) để phân tích cú sốc chính sách tiền tệ ở Việt Nam, tương tự như cách mà Coric, Bruno et al (2012) đã thực hiện Để nhận dạng cú sốc chính xác hơn, nghiên cứu đưa ra các giả định theo Sayyed Mahdi Ziaei (2012) và Bhuiyan, Rokon (2012), trong đó nền kinh tế Việt Nam được xem là mở và nhỏ, đồng thời phụ thuộc vào vay mượn quốc tế và nhập khẩu dầu Do đó, nghiên cứu sử dụng lãi suất và giá dầu thế giới để phân tích ảnh hưởng đến chính sách tiền tệ Việt Nam Để tăng tính chính xác, mô hình SVAR cho phép các biến chính sách tiền tệ và các biến vĩ mô tương tác đồng thời Tuy nhiên, số lượng nghiên cứu về tác động của chính sách tiền tệ đến các biến vĩ mô ở Việt Nam vẫn chưa đa dạng.
Nghiên cứu này nhằm mục đích cung cấp cái nhìn tổng quát về ảnh hưởng của cú sốc chính sách tiền tệ đến các biến vĩ mô như sản lượng, lạm phát và tỷ giá hối đoái tại Việt Nam Bài viết sẽ góp phần làm rõ hơn những tác động này, từ đó giúp xây dựng cơ sở lý luận cho các nghiên cứu tiếp theo về chính sách tiền tệ và các biến số kinh tế vĩ mô ở Việt Nam.
- Thứ nhất, cú sốc của chính sách tiền tệ sẽ ảnh hưởng đến các biến vĩ mô ở
Việt Nam như thế nào ?
- Thứ hai, cú sốc của chính sách tiền tệ sẽ truyền dẫn vào nền kinh tế thông qua các kênh nào?
- Thứ ba, mất bao lâu cú sốc của chính sách tiền tệ sẽ ảnh hưởng đến các biến vĩ mô ?
Khung lý thuyết và bằng chứng thực nghiệm
Khung lý thuy ế t v ề truy ề n d ẫ n chính sách ti ề n t ệ
Cơ chế truyền dẫn chính sách tiền tệ là quá trình mà các thay đổi trong chính sách tiền tệ tác động đến các biến vĩ mô quan trọng như tiêu dùng, giá cả, đầu tư và sản lượng Theo Mishkin (1996, 2004), các kênh truyền dẫn của chính sách tiền tệ bao gồm nhiều yếu tố khác nhau, đóng vai trò quan trọng trong việc điều chỉnh nền kinh tế.
Kênh lãi suất là một yếu tố quan trọng trong nhiều lý thuyết kinh tế trong hơn năm mươi năm qua, đóng vai trò then chốt trong cơ chế truyền dẫn tiền tệ của mô hình IS-LM thuộc trường phái Keynes, góp phần xây dựng nền tảng cho lý thuyết kinh tế học vĩ mô hiện đại.
Quan điểm của trường phái Keynes với mô hình IS-LM được thể hiện thông qua sơ đồ truyền dẫn sau:
M↑ cho thấy chính sách tiền tệ được nới lỏng, dẫn đến lãi suất thực giảm (ir ↓) Sự giảm lãi suất này làm giảm chi phí vốn, khuyến khích tăng chi tiêu cho đầu tư (I ↑) Kết quả là tổng cầu tăng lên và sản lượng (Y ↑) cũng theo đó mà tăng.
Kênh lãi suất nhấn mạnh tầm quan trọng của lãi suất thực so với lãi suất danh nghĩa trong quyết định của doanh nghiệp và người tiêu dùng Cơ chế này cho rằng lãi suất thực dài hạn có tác động mạnh mẽ hơn đến chi tiêu so với lãi suất thực ngắn hạn Khi ngân hàng trung ương giảm lãi suất danh nghĩa ngắn hạn, lãi suất thực ngắn hạn cũng giảm, ngay cả khi có kỳ vọng hợp lý Theo lý thuyết kỳ vọng về cấu trúc kỳ hạn, lãi suất dài hạn là trung bình của các lãi suất ngắn hạn trong tương lai, do đó, giảm lãi suất thực ngắn hạn sẽ kéo theo giảm lãi suất thực dài hạn Mức lãi suất thực thấp hơn kích thích đầu tư vào tài sản cố định, đầu tư nhà ở, chi tiêu hàng lâu bền và đầu tư hàng tồn kho, từ đó gia tăng tổng sản lượng.
Lãi suất thực, không phải lãi suất danh nghĩa, ảnh hưởng đến chi tiêu, cho thấy cách mà chính sách tiền tệ có thể kích thích nền kinh tế, ngay cả khi lãi suất danh nghĩa đạt mức 0% Khi lãi suất danh nghĩa ở 0%, việc mở rộng cung tiền tệ (M ↑) có thể làm tăng mức giá dự kiến (P e ↑) và lạm phát dự kiến (π e ↑), dẫn đến việc giảm lãi suất thực (ir = [i - π e] ↓) Điều này cho thấy rằng, mặc dù lãi suất danh nghĩa không thay đổi, chính sách tiền tệ vẫn có thể khuyến khích chi tiêu thông qua kênh lãi suất.
2.1.2 Các kênh giá tài sản
Một số quan điểm phê phán trường phái trọng tiền đối với thuyết IS-LM cho rằng nó chỉ tập trung vào lãi suất mà không xem xét giá của các tài sản khác Những người theo trường phái trọng tiền đã đề xuất một cơ chế truyền dẫn trong đó giá của các tài sản khác và của cải thực cũng ảnh hưởng đến tác động của chính sách tiền tệ Franco Modigliani, một nhà kinh tế theo thuyết Keynes, cũng công nhận rằng giá cả các tài sản khác là yếu tố quan trọng trong cơ chế truyền dẫn tiền tệ Ngoài trái phiếu, ngoại hối và cổ phiếu là hai loại tài sản chính được chú ý trong lý thuyết về cơ chế truyền dẫn này.
• Kênh tỷ giá hối đoái
Sự mở rộng của nền kinh tế Mỹ và việc áp dụng tỷ giá hối đoái thả nổi đã làm nổi bật vai trò của chính sách tiền tệ trong việc ảnh hưởng đến xuất khẩu ròng Khi lãi suất thực trong nước giảm, tiền gửi bằng nội tệ trở nên kém hấp dẫn hơn, dẫn đến sự giảm giá của đồng nội tệ (E ↓) Sự giảm giá này khiến hàng hóa trong nước trở nên rẻ hơn so với hàng hóa nước ngoài, từ đó tăng cường xuất khẩu ròng (NX ↑) và thúc đẩy sản lượng kinh tế tăng trưởng (Y ↑).
Kênh tỷ giá hối đoái đóng vai trò quan trọng trong việc truyền dẫn tác động của chính sách tiền tệ đến nền kinh tế trong nước, điều này đã được chứng minh qua các nghiên cứu gần đây của Bryant, Hooper, Mann (1993) và Taylor (1993).
Trong cơ chế truyền dẫn tiền tệ, có hai kênh quan trọng ảnh hưởng đến giá cổ phiếu: một là kênh liên quan đến học thuyết q của Tobin về đầu tư, và hai là những tác động của mức độ giàu có lên tiêu dùng.
Học thuyết q của Tobin, được trình bày trong nghiên cứu của ông năm 1969, mô tả cách thức mà chính sách tiền tệ có thể ảnh hưởng đến nền kinh tế thông qua giá trị vốn cổ phần Tobin định nghĩa q là tỷ lệ giữa giá thị trường của doanh nghiệp và chi phí thay thế vốn Khi q cao, giá trị thị trường của công ty vượt trội so với chi phí thay thế, khiến cho việc đầu tư vào thiết bị và cơ sở hạ tầng trở nên hấp dẫn hơn Điều này cho phép các công ty phát hành cổ phiếu với giá cao, từ đó gia tăng khả năng đầu tư và mua sắm hàng hóa mới bằng một lượng vốn cổ phần nhỏ.
Giá trị vốn hoá thị trường q Chi phí sử dụng thay thế vốn
Khi hệ số q thấp, công ty thường không đầu tư vào hàng hóa mới do giá trị thị trường thấp hơn chi phí vốn, dẫn đến việc giảm sút đầu tư Tuy nhiên, để thu hút vốn trong bối cảnh này, công ty có thể mua lại doanh nghiệp khác với giá rẻ Mối liên hệ giữa q và chi phí đầu tư là điểm then chốt trong cuộc tranh luận này Chính sách tiền tệ ảnh hưởng đến giá cổ phiếu khi cung tiền tệ tăng, khiến công chúng cảm thấy có nhiều tiền hơn và gia tăng tiêu dùng, đầu tư, đặc biệt là vào thị trường chứng khoán, từ đó làm tăng giá cổ phiếu Theo thuyết Keynes, lãi suất giảm do chính sách tiền tệ nới lỏng làm cho trái phiếu kém hấp dẫn hơn, dẫn đến việc tăng giá cổ phiếu Khi giá cổ phiếu (Pe) cao hơn, hệ số q cũng tăng, khuyến khích đầu tư cao hơn và tạo ra một cơ chế chuyển dịch tiếp theo từ chính sách tiền tệ đến biến Y.
Tác động của sự giàu có (Wealth Effects) là một kênh quan trọng trong việc truyền dẫn ảnh hưởng của chính sách tiền tệ thông qua giá cổ phiếu, ảnh hưởng trực tiếp đến tiêu dùng Kênh này được hỗ trợ mạnh mẽ bởi Franco Modigliani và mô hình MPS của ông, và hiện đang được áp dụng tại Hệ thống Dự trữ Liên bang FED (xem Modigliani-1971).
Trong mô hình vòng đời của Modigliani, chi tiêu tiêu dùng phụ thuộc vào các nguồn lực cá nhân, bao gồm vốn con người, tài sản thực và tài sản tài chính, trong đó có cổ phiếu phổ thông Sự tăng giá cổ phiếu làm gia tăng giá trị tài sản tài chính, từ đó nâng cao nguồn lực của người tiêu dùng và dẫn đến sự gia tăng chi tiêu tiêu dùng Khi chính sách tiền tệ nới lỏng, nó có thể kích thích tăng giá cổ phiếu, tạo ra một cơ chế truyền dẫn tiền tệ mới.
M ↑⇒ Pe ↑ ⇒ Sự giàu có ↑ ⇒ Tiêu dùng ↑⇒Y ↑ (2.6)
Kênh giá nhà đất theo lý thuyết Tobin cho thấy nhà ở được coi là một hình thức vốn cổ phần Khi giá nhà tăng, chi phí thay thế cũng tăng, dẫn đến sự gia tăng q trong mô hình Tobin, khuyến khích sản xuất Giá nhà đất là yếu tố quan trọng trong việc tạo ra sự giàu có; do đó, khi giá tăng, sự giàu có cũng tăng theo, thúc đẩy tiêu dùng Nới lỏng tiền tệ góp phần làm tăng giá nhà đất, qua đó tăng tổng cầu Như vậy, cơ chế truyền dẫn tiền tệ được hình thành thông qua kênh giá nhà đất.
Trong thị trường tín dụng, thông tin không cân xứng dẫn đến hai kênh truyền dẫn tiền tệ cơ bản: kênh cho vay ngân hàng và kênh bảng cân đối tài sản.
• Kênh cho vay ngân hàng
Bằng chứng thực nghiệm
Chính sách tiền tệ đã được nghiên cứu rộng rãi trên toàn cầu, với nhiều mô hình khác nhau nhằm phân tích tác động của nó đến các biến vĩ mô Các phương pháp nghiên cứu phổ biến bao gồm VAR, SVAR và Bayesian SVAR, giúp hiểu rõ hơn về mối quan hệ giữa chính sách tiền tệ và các yếu tố kinh tế vĩ mô.
Cushman và Zha (1997) đã nghiên cứu tác động của cú sốc chính sách tiền tệ đối với nền kinh tế mở nhỏ của Canada Nghiên cứu sử dụng mô hình VAR với 11 biến, bao gồm tỷ giá, cung tiền, lãi suất trái phiếu ngắn hạn, chỉ số giá tiêu dùng, sản lượng công nghiệp, xuất khẩu, nhập khẩu, sản lượng công nghiệp tại Mỹ và chỉ số giá tiêu dùng.
Mỹ đã sử dụng lãi suất của FED như một công cụ quan trọng trong chính sách tiền tệ, dẫn đến việc giá và sản lượng giảm tạm thời, cung tiền giảm và tỷ giá tăng Nghiên cứu cho thấy rằng việc thắt chặt tiền tệ thông qua việc tăng lãi suất có ảnh hưởng rõ rệt đến tỷ giá, khẳng định đây là kênh truyền dẫn quan trọng cho các cú sốc của chính sách tiền tệ ở các nền kinh tế mở.
Nghiên cứu của Iulia Vasile Popescu (2012) tập trung vào ảnh hưởng của chính sách tiền tệ đối với lạm phát và các biến vĩ mô khác tại Romania Sử dụng mô hình VAR 5 biến, nghiên cứu phân tích mối quan hệ giữa GDP trong nước và khu vực châu Âu, cũng như chỉ số giá tiêu dùng của Romania và châu Âu.
Trong bài viết này, tác giả phân tích mối quan hệ giữa cung tiền M3, lãi suất ngắn hạn trong nước và châu Âu, cùng với tỷ giá, đồng thời sử dụng lãi suất như công cụ thực hiện chính sách tiền tệ Nghiên cứu cho thấy rằng chính sách tiền tệ thắt chặt dẫn đến sự giảm GDP, với tác động mạnh nhất sau 1.5 quý Bên cạnh đó, chỉ số giá tiêu dùng cũng giảm với mức tối đa trong 2 quý, cung tiền M3 ghi nhận sự giảm sút với đỉnh điểm trong 2 quý, trong khi tỷ giá tăng, tạo nên hiện tượng "exchange rate puzzle".
Nghiên cứu của Sayyed Mahdi Ziaei (2012) về các kênh truyền dẫn chính sách tiền tệ tại Ả rập Saudi sử dụng mô hình SVAR 7 biến cho thấy lãi suất là công cụ chính trong thực hiện chính sách này Kết quả cho thấy, chính sách tiền tệ thu hẹp làm sản lượng giảm mạnh nhất sau 16 quý, giá giảm ít với độ trễ 2 quý, và cung tiền giảm sâu nhất sau 1 quý Tỷ giá hối đoái tăng đỉnh sau 1 quý trước khi giảm Bên cạnh đó, tác giả cũng phân tích kênh truyền dẫn tín dụng, phát hiện rằng cú sốc tín dụng dẫn đến tăng sản lượng và giá với độ trễ 1 quý, nhưng ảnh hưởng lớn nhất xảy ra sau 6 quý, trong khi tỷ giá hối đoái giảm và cung tiền cùng lãi suất tăng.
Nghiên cứu của Javid và Munir (2011) phân tích tác động của cú sốc chính sách tiền tệ đến giá cả và các biến vĩ mô khác như sản lượng, tỷ giá và cung tiền tại Pakistan Sử dụng mô hình SVAR 6 biến, bao gồm lãi suất, cung tiền, lạm phát, sản lượng công nghiệp, giá dầu thế giới và tỷ giá, tác giả đã chỉ ra rằng cú sốc lãi suất tăng làm cung tiền tăng trong vài tháng đầu, sau đó giảm, trong khi giá cả tăng kéo dài đến 48 tháng, tạo nên hiện tượng "price puzzle" Đồng thời, sản lượng cũng tăng trong một thời gian ngắn theo chính sách tiền tệ thắt chặt trước khi giảm, và tỷ giá có xu hướng tăng kéo dài đến 48 tháng.
Mala Raghavan và Param Silvapulle (2007) đã nghiên cứu khuôn khổ chính sách tiền tệ của Malaysia, một nền kinh tế mới nổi mở nhỏ, và phân tích tác động của cuộc khủng hoảng tài chính năm 1997 đối với chính sách này Tác giả đã sử dụng mô hình SVAR 9 biến, bao gồm các yếu tố như chỉ số giá tiêu dùng thế giới, sản lượng công nghiệp Mỹ, chỉ số giá tiêu dùng Mỹ, lãi suất FED và sản lượng, để đánh giá sự ảnh hưởng của các yếu tố này đến chính sách tiền tệ của Malaysia.
Nghiên cứu chỉ ra rằng trong thời kỳ trước khủng hoảng, cú sốc chính sách tiền tệ và tỷ giá hối đoái có ảnh hưởng lớn đến sản lượng, giá cả, lãi suất và tỷ giá hối đoái Tuy nhiên, trong giai đoạn hậu khủng hoảng, chỉ có cú sốc chính sách tiền tệ tác động mạnh mẽ đến sản lượng Bên cạnh đó, chính sách tiền tệ trong nước trở nên dễ bị tổn thương hơn trước các cú sốc bên ngoài, đặc biệt là từ giá hàng hóa toàn cầu và cú sốc sản lượng Kết quả nghiên cứu cho thấy cuộc khủng hoảng đã làm thay đổi vai trò của các kênh truyền dẫn chính sách tiền tệ tại Malaysia.
Nghiên cứu của Bhuiyan (2008) phân tích tác động của cú sốc chính sách tiền tệ tại Canada bằng mô hình Bayesian SVAR 9 biến, bao gồm các yếu tố như lãi suất qua đêm, lãi suất trái phiếu, tỷ giá, lạm phát, GDP, cung tiền, lãi suất FED và sản lượng công nghiệp Mỹ Kết quả cho thấy, tỷ giá tăng ngay lập tức sau khi có cú sốc chính sách tiền tệ thu hẹp, trong khi sản lượng giảm với độ trễ nửa năm và lạm phát giảm với độ trễ một năm.
Bhuiyan, Rokon (2012) nghiên cứu ảnh hưởng của cú sốc chính sách tiền tệ đến sự thay đổi các biến vĩ mô ở Bangladesh Sử dụng mô hình Bayesian SVAR với
Bài viết phân tích 7 biến số quan trọng trong kinh tế, bao gồm cung tiền, lãi suất trái phiếu, tỷ giá, lạm phát, sản lượng công nghiệp, lãi suất thế giới và giá dầu thế giới, đồng thời nhấn mạnh vai trò của cung tiền như công cụ chính trong chính sách tiền tệ Tác giả chỉ ra rằng, chính sách tiền tệ thu hẹp có tác động làm giảm sản lượng với độ trễ hơn một năm, trong khi lạm phát giảm mạnh nhất cũng với độ trễ trên một năm; lãi suất tăng và tỷ giá hối đoái giảm ngay lập tức.
2.2 Bằng chứng thực nghiệm ở Việt Nam
Trong thời gian qua, trong nước có nhiều bài nghiên cứu về tác động của chính sách tiền tệ như sau:
Lê Việt Hùng và Wade D.Pfau (2008) đã tiến hành phân tích sự truyền dẫn của chính sách tiền tệ tại Việt Nam thông qua mô hình VAR Nghiên cứu này kiểm tra mối quan hệ giữa chính sách tiền tệ và các yếu tố kinh tế như sản lượng thực, giá cả, lãi suất thực, tỷ giá hối đoái thực và tín dụng Trong đó, cung tiền được sử dụng như công cụ trực tiếp để thực hiện chính sách tiền tệ, trong khi lãi suất đóng vai trò quan trọng trong quá trình này.
Nghiên cứu đã chỉ ra 24 kênh trung gian truyền dẫn từ cung tiền đến các biến vĩ mô, cho thấy chính sách tiền tệ có ảnh hưởng đến sản lượng và giá cả, nhưng mối quan hệ với lạm phát lại yếu Kênh truyền dẫn lãi suất được xác định là kém quan trọng hơn so với kênh tín dụng và tỷ giá hối đoái Tác động của cú sốc chính sách tiền tệ đối với sản lượng kéo dài từ quý 1 đến quý 2, trong khi tác động đối với giá cả kéo dài từ 3 đến 8 quý Đáng chú ý, sự thay đổi của sản lượng chủ yếu phụ thuộc vào cú sốc chính sách tiền, chiếm 44.24% sau 4 quý.
Phạm Thế Anh (2008) đã nghiên cứu chính sách tiền tệ và tác động của nó đến lạm phát, sản lượng và các biến kinh tế vĩ mô khác thông qua mô hình SVAR 4 biến, bao gồm sản lượng công nghiệp, chỉ số giá tiêu dùng, cung tiền và lãi suất Kết quả cho thấy, khi lãi suất tăng, sản lượng và chỉ số giá tiêu dùng giảm, với chỉ số giá tiêu dùng phản ứng chậm hơn, bắt đầu giảm sau khoảng 2-3 tháng Sự gia tăng lãi suất cũng dẫn đến giảm cung tiền M2 Hơn nữa, tác giả nhận thấy rằng biến động của tốc độ tăng trưởng và lạm phát chủ yếu do tác động nội tại của chúng, chiếm khoảng 90% sau 12 tháng chịu ảnh hưởng cú sốc, trong khi cú sốc từ M2 và lãi suất chỉ đóng góp rất nhỏ vào biến động này.
Trần Ngọc Thơ và cộng sự (2013) đã nghiên cứu cơ chế truyền dẫn chính sách tiền tệ ở Việt Nam bằng mô hình SVAR 7 biến, phân tích tác động của các kênh truyền dẫn đến hoạt động kinh tế và kiểm soát giá cả trước và sau khi gia nhập WTO Kết quả cho thấy, chính sách tiền tệ thắt chặt hiệu quả trong việc giảm lạm phát sau khi Việt Nam gia nhập WTO, mặc dù hiệu quả này chỉ đạt được sau 6 kỳ, trong khi lạm phát vẫn gia tăng ở giai đoạn đầu Ngược lại, chính sách tiền tệ mở rộng dẫn đến lạm phát tăng ở cả hai giai đoạn, với sản lượng giảm trước WTO và tăng sau WTO, do tỷ giá hối đoái tăng đã làm gia tăng lạm phát trong giai đoạn trước WTO.
Phương pháp nghiên cứu
Tóm l ượ c mô hình nghiên c ứ u SVAR
Mô hình VAR, do Sims (1980) đề xuất, được sử dụng phổ biến trong phân tích mối quan hệ giữa chính sách tiền tệ và các biến vĩ mô, nhưng có nhược điểm là không cho phép tác động đồng thời của các biến kinh tế trong cùng một giai đoạn Để khắc phục vấn đề này, Sims và Zha (1995) đã giới thiệu mô hình VAR cấu trúc (SVAR), là hệ thống các phương trình của các biến nội sinh Trong mô hình SVAR, giá trị của mỗi biến phụ thuộc vào độ trễ của chính nó và các biến khác trong quá khứ, tạo ra một cấu trúc tổng quát mà việc xác định hệ số trong ma trận hệ số của các biến có thể là 0 hay không, dựa vào ý nghĩa kinh tế của chúng.
Cụ thể, sự tương tác của các biến được mô tả như sau:
Yt là vector (n x 1) đại diện cho các biến nội sinh, trong khi A0 là ma trận (n x n) chứa các hệ số mối quan hệ đồng thời giữa các biến này Xt thể hiện độ trễ của các biến nội sinh, và A là ma trận các hệ số liên quan đến các biến trễ trong mô hình Cuối cùng, εt là vector (n x 1) biểu thị cú sốc cấu trúc.
Ma trận hiệp phương sai của sai số cấu trúc được biểu diễn bởi ∑ ε t = E( ε t, ε t ’), trong đó ε t là biến ngẫu nhiên trực giao và tuân theo phân phối chuẩn, nghĩa là các cú sốc không tương quan và có ma trận hiệp phương sai phân phối chuẩn với giá trị trung bình bằng 0 Một thách thức lớn trong việc ước lượng mô hình này là chúng ta không thể ước lượng trực tiếp các giá trị của A0 và A Do đó, các tham số của mô hình được chuyển đổi sang dạng mô hình rút gọn để thực hiện ước lượng.
Yt = A * Xt + ut (3.2) Với A * = A -1 A và u = A -1 Bε
Để ước lượng mô hình SVAR, việc nhận dạng mô hình là điều cần thiết Để nhận dạng chính xác, các hệ số trong ma trận A và B phải tương ứng với số lượng hệ số trong ma trận hiệp phương sai của mô hình rút gọn ∑ u Điều này đảm bảo rằng các hệ số cấu trúc ban đầu có thể được khôi phục từ mô hình rút gọn Ma trận hiệp phương sai của hình thức rút gọn được xác định như sau:
Nhận dạng yêu cầu các thông số ma trận B và A0 có thể được khôi phục từ dạng rút gọn Trong công thức (3.3), tổng số hệ số là K(K+1)/2, trong khi số hệ số tự do bên phải là K(K+1) Do đó, cần thiết phải có 2K^2 – K – K(K+1)/2 ràng buộc giữa ma trận B và A0 Hơn nữa, ma trận B có K(K-1) hạn chế, được thể hiện dưới dạng đường chéo.
Nhận dạng trong mô hình VAR xảy ra khi có ít nhất K(K-1)/2 hạn chế trên ma trận A0 Trong trường hợp phân rã Cholesky, A0 được cấu trúc dưới dạng tam giác Ngược lại, trong mô hình VAR cấu trúc, A0 có thể có cấu trúc bất kỳ, miễn là đáp ứng đủ số lượng hạn chế cần thiết.
Bài nghiên cứu áp dụng mô hình của Sayyed Mahdi Ziaei (2012) với một số điều chỉnh theo Coric, Bruno và cộng sự (2012) để phù hợp với thực tế Việt Nam Mô hình này cho thấy chỉ số giá tiêu dùng phụ thuộc vào giá dầu thế giới mà không bị ảnh hưởng bởi tỷ giá hối đoái, do giá dầu tại Việt Nam không bị nhà nước kiểm soát như ở Ả Rập Saudi Nghiên cứu tập trung vào cấu trúc mô hình này để phân tích mối quan hệ giữa giá dầu và chỉ số giá tiêu dùng.
Y = (opw, wi, ip, cpi, m, i, neer) (3.4)Theo Sayyed Mahdi Ziaei (2012), bài nghiên cứu xét mối quan hệ giữa các biến và hạn chế được thể hiện A0ut = Bε t như sau:
Hệ phương trình (3.5) bao gồm các biến số như u opw, u wi, u ip, u cpi, u m, u i, và u neer, tương ứng với các phương trình giá dầu thế giới, lãi suất thế giới, sản lượng, lạm phát, cung tiền, lãi suất và tỷ giá hối đoái Bên cạnh đó, các biến ε opw, ε wi, ε ip, ε cpi, ε m, ε i cũng đóng vai trò quan trọng trong việc phân tích các yếu tố kinh tế này.
,ε neer dư của phương trình rút gọn. là phần
Hệ phương trình (3.5) bao gồm 32 hạn chế trên ma trận A0 và 42 hạn chế trên ma trận B, dẫn đến mô hình nhận dạng vượt mức với 17 tham số tự do trong ma trận.
A0 và 7 trong ma trận B sẽ được ước lượng Trong hệ phương trình (3.5) hệ số aij thể hiện biến thứ j ảnh hưởng biến thứ i ngay lập tức.
Lãi suất và giá dầu thế giới là hai biến quan trọng thể hiện cú sốc ngoại sinh Mặc dù các biến trong nước không tác động đồng thời lên hai yếu tố này, Sayyed Mahdi Ziaei (2012) cho rằng lãi suất toàn cầu thường tăng ngay lập tức khi giá dầu tăng Điều này xảy ra vì Ngân hàng Trung ương thường áp dụng chính sách tiền tệ thắt chặt khi nền kinh tế phải đối mặt với cú sốc giá dầu.
Phương trình thứ năm trong hệ phương trình (3.5) mô tả cung tiền, trong đó cung tiền phụ thuộc vào thu nhập thực và chi phí cơ hội giữ tiền, được thể hiện qua lãi suất danh nghĩa Nghiên cứu này loại trừ ảnh hưởng đồng thời của ba biến trong mô hình: tỷ giá hối đoái, giá dầu thế giới và lãi suất toàn cầu.
Phương trình thứ sáu trong hệ phương trình (3.5) thể hiện mối quan hệ đồng thời của lãi suất, theo Sayyed Mahdi Ziaei (2012) NHNN xác định lãi suất dựa trên giá trị hiện tại của cung tiền, tỷ giá hối đoái, giá dầu thế giới và lãi suất toàn cầu Tỷ giá hối đoái là yếu tố quan trọng ảnh hưởng đến nền kinh tế, trong khi giá dầu cao tác động đến giá cả trong nước, khiến NHNN phải xem xét giá dầu trước khi đưa ra quyết định về chính sách tiền tệ nhằm ổn định lạm phát Hơn nữa, cả khu vực công và tư của Việt Nam đều vay nợ trên thị trường quốc tế, cho thấy lãi suất thế giới cũng ảnh hưởng đến chính sách tiền tệ Tuy nhiên, NHNN gặp khó khăn trong việc theo dõi dữ liệu về sản lượng và giá cả do độ trễ trong công bố thông tin.
Phương trình thứ bảy trong hệ phương trình (3.5) đề cập đến tỷ giá hối đoái Sayyed Mahdi Ziaei (2012) đã áp dụng các giả định của Cushman và Zha (1997) cùng với Kim Roubini (2000), cho rằng tỷ giá hối đoái có ảnh hưởng đến tất cả các biến trong khoảng thời gian một tháng.
Nhận dạng cấu trúc mô hình cho phép các biến chính sách như cung tiền, lãi suất và tỷ giá hối đoái tương tác đồng thời với nhau cũng như với các biến khác cả trong nước lẫn quốc tế Phương pháp hồi quy này giúp phân tích mối quan hệ giữa các biến một cách có trật tự, theo nghiên cứu của Eichenbaum và Evans (1995) cùng với Kahn, Kandel và Sarig.
Nghiên cứu của Faust và Rogers (2003) chỉ ra rằng Ngân hàng Nhà nước (NHNN) thường xuyên điều chỉnh chính sách tiền tệ để phù hợp với các điều kiện kinh tế trong nước và quốc tế Điều này mâu thuẫn với giả định năm 2002 rằng chính sách tiền tệ không ảnh hưởng đến tỷ giá hối đoái ngay lập tức.
3.3 Mô phỏng các bước thực hiện
ộ i dung N k ế t qu ả nghiên c ứ u
Kiểm định tính dừng
Để đảm bảo kết quả chính xác cho mô hình SVAR, chuỗi dữ liệu cần phải dừng Nếu chuỗi dữ liệu không dừng, kết quả sẽ bị sai lệch Bài nghiên cứu sử dụng phương pháp kiểm tra gốc đơn Augmented Dickey-Fuller để xác định tính dừng của chuỗi dữ liệu.
Bảng 4.1: Kết quả kiểm định tính dừng
Level Sai phân bậc 1 luận
Theo bảng 4.1, tất cả các biến đều dừng ở sai phân bậc một I(1) với mức ý nghĩa 1%, ngoại trừ biến lãi suất (i) dừng ở chuỗi gốc với mức ý nghĩa 5% Các biến không dừng có thể tồn tại mối quan hệ đồng liên kết trong dài hạn sau khi lấy sai phân Tuy nhiên, nghiên cứu này chỉ tập trung vào tác động của cú sốc chính sách tiền tệ đến các biến vĩ mô, không xem xét mối quan hệ đồng liên kết giữa các biến.
Lựa chọn độ trễ tối ưu
Bài nghiên cứu xem xét các tiêu chuẩn LR, LPE, AIC, SC, HQ để xác định độ trễ tối ưu Kết quả, thể hiện trong bảng 4.2 1
Bảng 4.2: Kết quả kiểm định độ trễ tối ưu
Lag LogL LR FPE AIC SC HQ
Theo các tiêu chí SC và HQ, độ trễ tối ưu được xác định là 1, trong khi FPE cho thấy độ trễ tối ưu là 2 Tuy nhiên, LR và AIC chỉ ra rằng độ trễ tối ưu là 4 Độ trễ tối ưu 1 và 2 không được lựa chọn do quá ngắn, không đủ thời gian để một biến chịu tác động đầy đủ từ các biến khác Do đó, nghiên cứu quyết định chọn độ trễ tối ưu là 4 dựa trên tiêu chí LR và AIC.
Kiểm định tính ổn định của mô hình
Kết quả kiểm định tính ổn định của mô hình với độ trễ tối ưu là 4 cho thấy các nghiệm đơn vị nằm trong khoảng +-1, khẳng định rằng mô hình là ổn định.
Hình 4.1: Kiểm đính tính ổn định của mô hình
Inverse Roots of AR Characteristic Polynomial 1.5
1 Xem chi tiết phụ lục
Kiểm định tự tương quan
Kiểm định tự tương quan được thực hiện thông qua kiểm định LM, và theo bảng 4.3, kết quả cho thấy không bác bỏ giả thuyết H0.
(không tự tương quan) với mức ý nghĩa 5%, vì vậy mô hình không có hiện tượng tự tương quan.
Bảng 4.3 Kết quả kiểm định tự tương quan
Kết quả ước lượng ma trận A 0
Kết quả ước lượng ma trận A0 của mô hình được trình bày trong bảng 4.4.
Bảng 4.4: Kết quả ước lượng ma trận A 0 của mô hình Y a 21 **
Dựa vào bảng 4.3, nghiên cứu cho thấy hệ số a41, a61 và a62 có ý nghĩa thống kê ở mức dưới 1% Các hệ số a21, a73 và a74 có ý nghĩa thống kê dưới 5%, trong khi hệ số a31 có ý nghĩa thống kê dưới 10%.
Hệ số a21 < 0 trong phương trình lãi suất thế giới cho thấy lãi suất phản ứng cùng chiều với giá dầu, phù hợp với lý thuyết Hệ số a31 < 0 của phương trình sản lượng công nghiệp chỉ ra rằng giá dầu tăng làm giảm sản lượng, cũng phù hợp với lý thuyết Tuy nhiên, hệ số a41 < 0 của chỉ số giá tiêu dùng cho thấy giá dầu tăng lại làm giảm chỉ số này, điều không phù hợp với lý thuyết Hệ số a61 và a62 < 0 trong phương trình lãi suất trong nước cho thấy lãi suất trong nước phản ứng cùng chiều với giá dầu thế giới và lãi suất thế giới, phù hợp với lý thuyết Mặc dù một số hệ số trong ma trận A0 có ý nghĩa thống kê, nhưng đa số còn lại không có ý nghĩa Kết quả kiểm định LR với p-value = 0.92 cho thấy chưa có cơ sở bác bỏ giả thiết H0, do đó cấu trúc mô hình được thiết lập là phù hợp.
Phân tích phản ứng xung
Bài nghiên cứu này phân tích phản ứng xung để đánh giá tác động của cú sốc chính sách tiền tệ đối với các biến vĩ mô Độ lớn của cú sốc được xác định thông qua một đơn vị độ lệch chuẩn của phần dư từ mô hình SVAR.
2 Xem chi tiết phụ lục
Hình 4.2: Hàm phản ứng xung của các biến vĩ mô trước cú sốc cung tiền
Response to Cholesky One S.D Innovations ± 2 S.E.
Response of DLCPI to DLM
Response of DLNEER to DLM
Kết quả hình 4.2 cho thấy, khi cung tiền tăng 1 độ lệch chuẩn, sản lượng tăng trong 2 tháng đầu tiên, sau đó giảm nhẹ ở tháng thứ 3, tăng trở lại vào tháng thứ 4 rồi lại giảm Sự biến động này cho thấy sản lượng tăng giảm với biên độ rất nhỏ và không có xu hướng rõ ràng Điều này chỉ ra rằng chính sách tiền tệ mở rộng ở Việt Nam không hiệu quả, vì dòng tiền không tập trung vào sản xuất để tạo ra sản lượng.
Khi cung tiền tăng, chỉ số giá tiêu dùng sẽ tăng lên sau 3 tháng và đạt đỉnh sau 7 tháng, với mức tăng là 0.0013%.
Trong 5 tháng đầu tiên, việc cung tiền tăng không tác động đến lãi suất, nhưng từ tháng thứ 5 đến tháng thứ 12, lãi suất bắt đầu tăng Điều này cho thấy chính sách tiền tệ của Việt Nam đang tồn tại bất hợp lý, dẫn đến việc điều hành chính sách tiền tệ không hiệu quả, khi mà cung tiền tăng nhưng lãi suất lại không giảm mà còn tăng Ngoài ra, việc tăng cung tiền cũng không ảnh hưởng đến tỷ giá hối đoái.
Hình 4.3: Hàm phản ứng xung của các biến vĩ mô trước cú sốc lãi suất
Response to Cholesky One S.D Innovations ± 2 S.E.
Chính sách tiền tệ thu hẹp thông qua việc tăng lãi suất tại Việt Nam cho thấy rằng lãi suất tăng chỉ làm giảm nhẹ sản lượng trong hai tháng đầu, sau đó sản lượng có xu hướng tăng giảm liên tục nhưng không có sự biến động rõ rệt Do đó, việc áp dụng chính sách này không tác động đáng kể đến sản lượng của nền kinh tế.
Chính sách tiền tệ thu hẹp đã dẫn đến sự giảm nhẹ của chỉ số giá tiêu dùng trong tháng đầu tiên và kéo dài đến tháng thứ hai với mức giảm -0.0007% Sau đó, xu hướng giảm này chậm lại vào tháng thứ ba, nhưng lại tiếp tục giảm cho đến tháng thứ sáu Tóm lại, việc tăng lãi suất có xu hướng làm giảm lạm phát, tuy nhiên chưa thể hiện rõ ràng một xu hướng giảm bền vững.
Lãi suất tăng đã dẫn đến sự giảm cung tiền, với đỉnh điểm xảy ra vào tháng thứ 2 (0.002%) và kéo dài từ tháng đầu tiên đến tháng thứ 4 Đối với tỷ giá hối đoái, chính sách tiền tệ thu hẹp đã làm tỷ giá này tăng ngay lập tức, sau đó giảm từ tháng đầu tiên đến tháng thứ 3, lập đáy với độ trễ 2 tháng (-0.0019%) Từ tháng thứ 3 đến tháng thứ 6, tỷ giá hối đoái lại tăng và đạt đỉnh với độ trễ 4 tháng (0.002%) Tóm lại, ảnh hưởng của lãi suất đến tỷ giá hối đoái không cho thấy xu hướng rõ ràng.
Phân tích phân rã phương sai
Bảng 4.5: Phân rã phương sai sản lượng công nghiệp
Period S.E DLOPW DWI DLIP DLCPI DLM I DLNEER
Kết quả phân rã phương sai sản lượng công nghiệp cho thấy 83% sự thay đổi sản lượng chủ yếu là do chính nó, trong khi các yếu tố như cung tiền và lãi suất trong nước chỉ giải thích không đáng kể, với cung tiền chiếm tối đa 3% Điều này cho thấy chính sách tiền tệ có ảnh hưởng rất hạn chế đến sản lượng công nghiệp.
Bảng 4.6: Phân rã phương sai chỉ số giá tiêu dùng
Period S.E DLOPW DWI DLIP DLCPI DLM I DLNEER
Kết quả phân rã phương sai chỉ số giá tiêu dùng cho thấy, trong tháng đầu tiên, sự thay đổi của chỉ số này phụ thuộc đến 93% vào chính nó, nhưng sau 12 tháng, tỷ lệ này giảm xuống còn 46%, cho thấy sự ảnh hưởng ngày càng lớn từ các yếu tố khác Cụ thể, giá dầu thế giới chiếm 18%, lãi suất thế giới 11%, cung tiền 13% và tỷ giá hối đoái 7% Nghiên cứu chỉ ra rằng chính sách tiền tệ trong nước, đặc biệt là cung tiền và tỷ giá hối đoái, có tác động lớn đến chỉ số giá tiêu dùng và lạm phát tại Việt Nam Hơn nữa, yếu tố bên ngoài như giá dầu và lãi suất toàn cầu có ảnh hưởng mạnh mẽ hơn các yếu tố nội địa, với tổng cộng 29% ảnh hưởng sau 12 tháng Điều này cho thấy nền kinh tế Việt Nam là nền kinh tế mở, dễ bị tổn thương trước các cú sốc bên ngoài, đặc biệt là từ biến động giá dầu thế giới.
Bảng 4.7: Phân rã phương sai cung tiền
Period S.E DLOPW DWI DLIP DLCPI DLM I DLNEER
Kết quả phân rã phương sai cung tiền cho thấy trong tháng đầu tiên, 99% sự thay đổi của cung tiền phụ thuộc vào chính nó Tuy nhiên, sau 12 tháng, tỷ lệ này giảm xuống còn 72%, cho thấy sự ảnh hưởng của các yếu tố khác như giá dầu thế giới (7%), lãi suất thế giới (3%), lãi suất trong nước (3%) và tỷ giá hối đoái (6%) Điều này chỉ ra rằng cung tiền chủ yếu phụ thuộc vào chính nó, với 14% từ các yếu tố bên ngoài Đáng chú ý, sản lượng chỉ giải thích 0.7% cho sự thay đổi cung tiền, cho thấy rằng sự gia tăng cung tiền không có tác động đáng kể đến tăng trưởng kinh tế.
Bảng 4.8: Phân rã phương sai lãi suất
Period S.E DLOPW DWI DLIP DLCPI DLM I DLNEER
Kết quả phân rã phương sai lãi suất cho thấy sự thay đổi lãi suất phụ thuộc chủ yếu vào các yếu tố bên ngoài, với 68% trong tháng đầu tiên và 16% sau 12 tháng Các yếu tố như giá dầu thế giới (32%), lãi suất thế giới (19%) và chỉ số giá tiêu dùng (27%) có ảnh hưởng đáng kể, trong khi cung tiền chỉ chiếm 5% Nghiên cứu chỉ ra rằng lãi suất trong nước chủ yếu bị tác động bởi các yếu tố bên ngoài, đặc biệt là lãi suất và giá dầu thế giới, trong khi chỉ số giá tiêu dùng đóng góp lớn nhất vào sự thay đổi lãi suất nội địa Điều này cho thấy lãi suất được sử dụng như một công cụ quan trọng để ổn định giá trong nước, trong khi sản lượng chỉ giải thích 0.7% cho sự thay đổi lãi suất, cho thấy sản lượng gần như không bị ảnh hưởng sau 12 tháng.
Bảng 4.9: Phân rã phương sai tỷ giá hối đoái
Period S.E DLOPW DWI DLIP DLCPI DLM I DLNEER
Kết quả phân rã phương sai tỷ giá hối đoái cho thấy rằng 78% sự biến động của tỷ giá hối đoái sau 12 tháng chủ yếu phụ thuộc vào chính nó Các yếu tố khác cũng có ảnh hưởng, trong đó lãi suất trong nước chiếm 9%, lãi suất thế giới 6%, chỉ số giá tiêu dùng 3%, và sản lượng công nghiệp 2%.
Trong vòng 12 tháng qua, sự biến động của tỷ giá hối đoái chủ yếu được giải thích bởi chính nó và các yếu tố khác, trong đó lãi suất trong nước và lãi suất thế giới đóng vai trò quan trọng Chỉ số giá tiêu dùng chỉ chiếm 3% trong việc giải thích sự thay đổi này, trong khi các yếu tố còn lại có ảnh hưởng không đáng kể.
Thảo luận kết quả
Dựa vào kết quả phân tích hàm phản ứng xung và phân tích phương sai, bài nghiên cứu tìm thấy:
Chính sách tiền tệ ở Việt Nam có ảnh hưởng hạn chế đến sản lượng, bất kể là chính sách thu hẹp hay mở rộng Nguyên nhân chính là do tăng cung tiền không được sử dụng hiệu quả, mà chủ yếu chảy vào thị trường bất động sản và chứng khoán, dẫn đến hiện tượng tăng nóng Hình 4.4 minh họa sự gia tăng cung tiền mà không kéo theo sản lượng công nghiệp, trong khi thị trường chứng khoán cũng trải qua giai đoạn tăng nóng Sự gia tăng giá trị trên thị trường bất động sản đã tạo ra bong bóng, và hiện tại đã bị vỡ.
Hình 4.4: Cung tiền, sản lượng công nghiệp, chỉ số VNINDEX năm 2002-2010
Chính sách tiền tệ có tác động mạnh mẽ đến lạm phát, đặc biệt là chính sách mở rộng thông qua việc tăng cung tiền, dẫn đến lạm phát gia tăng đáng kể từ tháng thứ 3 và đạt đỉnh ở tháng thứ 7 Điều này cho thấy hiệu quả kém của chính sách tiền tệ Việt Nam trong việc kích thích tăng trưởng kinh tế, nhưng lại gây ra tác động tiêu cực làm tăng lạm phát Ví dụ, vào năm 2007, cung tiền (M2) tăng 43,7%, mức tăng kỷ lục trong giai đoạn 2001-2012, là một trong những nguyên nhân chính dẫn đến lạm phát cao vào năm 2008 (23%) Ngược lại, chính sách tiền tệ thu hẹp thông qua việc tăng lãi suất có tác động không đáng kể đến lạm phát; điển hình là vào năm 2008, mặc dù lãi suất có lúc gần 20%, nhưng lạm phát vẫn không giảm.
Hình 4.5: Cung tiền và chỉ số giá tiêu dùng năm 2003-2012
Mối quan hệ giữa cung tiền và lãi suất hiện đang thể hiện sự bất hợp lý, khi cung tiền tăng nhưng lãi suất lại tăng lên từ tháng thứ 5 Trong 3 tháng đầu, lãi suất tăng dẫn đến sự giảm cung tiền, phù hợp với lý thuyết kinh tế Kể từ năm 2008, Ngân hàng Nhà nước Việt Nam đã thực hiện nhiều chính sách kích thích qua kênh tín dụng để hỗ trợ nền kinh tế, dẫn đến việc cung tiền gia tăng đáng kể Tuy nhiên, sự gia tăng này không làm lãi suất giảm, mà ngược lại, lãi suất lại tăng cao Nguyên nhân chính là do các ngân hàng đang tham gia vào cuộc chạy đua lãi suất huy động vốn, phản ánh tình trạng thanh khoản của các ngân hàng gặp khó khăn Việc cung tín dụng tăng nhưng nợ xấu cũng gia tăng đã ảnh hưởng lớn đến thanh khoản, dẫn đến cuộc chạy đua huy động vốn và tăng lãi suất huy động.
Tỷ giá hối đoái được xác định dựa trên tỷ giá liên ngân hàng vào cuối tháng và chịu sự kiểm soát của Ngân hàng Nhà nước (NHNN) Tuy nhiên, tỷ giá này chưa phản ánh đúng bản chất của cung cầu trên thị trường Kết quả nghiên cứu cho thấy tỷ giá hối không bị ảnh hưởng bởi các cú sốc từ chính sách tiền tệ.
So sánh với các kết quả nghiên cứu trong nước trước đây:
Chính sách tiền tệ mở rộng qua việc tăng cung tiền và chính sách thu hẹp bằng cách tăng lãi suất ở Việt Nam có ảnh hưởng hạn chế đến sản lượng, với sự thay đổi chủ yếu do yếu tố nội tại, ít phụ thuộc vào các yếu tố bên ngoài, như đã được Phạm Thế Anh (2008) và Trần Ngọc Thơ cùng cộng sự (2013) chỉ ra Trong khi đó, nghiên cứu của Lê Việt Hùng và Wade D Pfau (2008) lại cho thấy chính sách tiền tệ có tác động đáng kể đến sản lượng Ngược lại, Sayyed Mahdi Ziaei (2012) tại Ả Rập Saudi khẳng định rằng chính sách thu hẹp thông qua tăng lãi suất có ảnh hưởng lớn đến sản lượng Đặc biệt, chính sách tiền tệ mở rộng thông qua tăng cung tiền dẫn đến lạm phát gia tăng với độ trễ khoảng 3 tháng, phù hợp với nghiên cứu của Lê Việt Hùng và Wade.
D.Pfau (2008) và Trần Ngọc Thơ và cộng sự (2013) lạm phát tăng với độ trễ 3 tháng), trong khi đó với chính sách tiền tệ thu hẹp bằng cách tăng lãi suất có xu hướng kéo lạm phát giảm nhưng không rõ ràng (nghiên cứu của Nguyễn Thế Anh
(2008) lạm phát giảm thời gian khoảng 2-3 tháng, nghiên cứu của Trần Ngọc Thơ và cộng sự (2013) giai đoạn sau gia nhập WTO lạm phát giảm với độ trễ 6 tháng).
Nghiên cứu của Sayyed Mahdi Ziaei (2012) tại Ả Rập Saudi cho thấy chính sách tiền tệ thu hẹp thông qua việc tăng lãi suất chỉ có tác động hạn chế đến lạm phát Đồng thời, tỷ giá hối đoái cũng không có xu hướng rõ ràng khi chịu ảnh hưởng từ chính sách tiền tệ, cả trong trường hợp mở rộng lẫn thu hẹp, điều này tương đồng với các nghiên cứu trước đó về Việt Nam.
Saudi, cho thấy chính sách tiền tệ thu hẹp bằng cách tăng lãi suất ảnh hưởng làm tỷ giá hối đoái tăng với đỉnh sau 1 quý.
