Đo lường truyền dẫn lãi suất tại việt nam

GI Ớ I THI ỆU ĐỀ TÀI

Lý do ch ọn đề tài

Hệ thống tài chính đóng vai trò quan trọng trong nền kinh tế của một quốc gia, với chức năng phân bổ nguồn lực hiệu quả Nó không chỉ là kênh tiết kiệm cho hộ gia đình mà còn là kênh đầu tư cho doanh nghiệp, đồng thời truyền tải các chính sách kinh tế vĩ mô của chính phủ Tại Việt Nam, chính sách tiền tệ đã trở thành một trong những chính sách chủ chốt nhằm thúc đẩy tăng trưởng bền vững, với lạm phát mục tiêu và lãi suất là công cụ quan trọng để thực hiện chính sách này Hiệu quả của chính sách tiền tệ phụ thuộc vào mức độ và tốc độ truyền dẫn từ lãi suất chính sách đến lãi suất bán lẻ.

Trong giai đoạn 2013-2014, Ngân hàng Nhà nước đã điều hành chính sách tiền tệ theo chỉ đạo của Chính phủ, nhằm đảm bảo an toàn và hiệu quả cho hoạt động ngân hàng Mặc dù đã có những tác động tích cực như ổn định tỷ giá và kiềm chế lạm phát, nhưng cũng xuất hiện những vấn đề như giảm khả năng tiếp cận tín dụng và gia tăng nợ xấu Để chính sách tiền tệ phát huy hiệu quả, các nhà hoạch định chính sách cần đánh giá chính xác tác động của nó đến nền kinh tế Lãi suất được coi là công cụ quan trọng trong chính sách tiền tệ, giúp điều chỉnh nền kinh tế và phát tín hiệu về cách thức điều hành chính sách của Chính phủ.

Nguyên tắc kinh tế kinh điển, đặc biệt là nguyên tắc Taylor, đóng vai trò quan trọng trong việc điều hành chính sách của chính phủ, giúp Ngân hàng Trung ương xác định lãi suất danh nghĩa ngắn hạn nhằm ổn định kinh tế và kiểm soát lạm phát Tuy nhiên, thực tế cho thấy lãi suất bán lẻ thường điều chỉnh chậm hơn so với lãi suất chính sách, dẫn đến việc lãi suất bán lẻ thay đổi ít hơn 1% khi lãi suất chính sách thay đổi 1% Điều này làm giảm hiệu quả của việc xác định lãi suất danh nghĩa theo nguyên lý Taylor, khiến sự truyền dẫn từ lãi suất chính sách đến lãi suất bán lẻ không hoàn toàn Hiệu lực của chính sách tiền tệ của Ngân hàng Nhà nước vì vậy phụ thuộc vào mức độ truyền dẫn này; nếu mức truyền dẫn thấp và không tương xứng với thay đổi của Ngân hàng Nhà nước, thì tác động điều tiết của nhà điều hành tới thị trường sẽ không còn hiệu quả.

Biến lãi suất đóng vai trò quan trọng trong sự ổn định kinh tế vĩ mô, dẫn đến nhiều nghiên cứu phân tích chỉ số này và quá trình truyền dẫn từ lãi suất chính sách đến lãi suất bán lẻ, chủ yếu ở các quốc gia phát triển Các nghiên cứu trước đây đã xem xét việc áp dụng nguyên tắc Taylor vào chính sách tiền tệ và thực nghiệm sự điều chỉnh lãi suất bán lẻ theo biến động của lãi suất chính sách Tuy nhiên, vẫn còn thiếu các nghiên cứu về thực trạng truyền dẫn lãi suất và hiệu quả đạt được trong việc ổn định kinh tế vĩ mô, đặc biệt tại các quốc gia đang phát triển như Việt Nam.

Nghiên cứu về sự truyền dẫn lãi suất tại Việt Nam, đặc biệt là từ lãi suất chính sách đến lãi suất bán lẻ, đóng vai trò quan trọng trong việc đánh giá hiệu quả của chính sách tiền tệ Qua đó, việc này giúp xác định những điều chỉnh cần thiết để cải thiện quản lý kinh tế trong nước.

Mục đích nghiên cứu

Nghiên cứu này kiểm định hiệu ứng truyền dẫn từ lãi suất chính sách đến lãi suất bán lẻ tại Việt Nam, nhằm đánh giá sự bất cân xứng trong quá trình này và phân tích mức độ truyền dẫn lãi suất Mục tiêu là xác định lãi suất nào phản ánh hiệu quả của chính sách tiền tệ nhanh hơn và rõ ràng hơn, đồng thời xem xét sự khác biệt trong truyền dẫn các loại lãi suất Qua đó, nghiên cứu cung cấp cái nhìn sâu sắc về quy luật và hiệu quả của chính sách tiền tệ mà Ngân hàng Trung Ương đang thực hiện để ổn định kinh tế vĩ mô.

Phương pháp nghiên cứu

Bài viết này trình bày việc xây dựng các phương trình xác định sự cân bằng với kỳ vọng hợp lý, dựa trên các mô hình và công thức phổ biến như mô hình chu kỳ kinh doanh chuẩn theo quan điểm kinh tế học Keynes mới và đường cong Phillips.

Bài viết mô tả thực nghiệm về hiệu ứng truyền dẫn lãi suất tại Việt Nam, sử dụng mô hình hồi quy phân phối trễ (ARDL) để phân tích tác động từ lãi suất chính sách, cụ thể là lãi suất tái chiết khấu và lãi suất tái cấp vốn, đến lãi suất bán lẻ như lãi suất tiền gửi, lãi suất cho vay và lãi suất trái phiếu chính phủ Nghiên cứu cũng áp dụng các kiểm định cơ bản như kiểm định nghiệm đơn vị, tự tương quan, đồng liên kết và kiểm định sự phù hợp của mô hình nhằm kiểm tra sự bất cân xứng trong quá trình truyền dẫn lãi suất.

Kết cấu của đề tài

Bài luận văn được cấu trúc thành các phần rõ ràng, bắt đầu với chương hai trình bày khung lý thuyết và các bằng chứng thực nghiệm liên quan đến nguyên tắc Taylor, hiệu ứng truyền dẫn lãi suất, và mô hình giá cứng nhắc Các nghiên cứu trước đây về truyền dẫn lãi suất và ý nghĩa của nguyên tắc Taylor trong chính sách tiền tệ cũng được đề cập Phần ba mô tả phương pháp nghiên cứu và các bước xây dựng mô hình Chương bốn trình bày kết quả kiểm định và nghiên cứu thực nghiệm về truyền dẫn từ lãi suất chính sách đến lãi suất bán lẻ tại Việt Nam, bao gồm các kết quả từ mô hình hồi quy ARDL Cuối cùng, phần năm đưa ra kết luận từ kết quả định lượng về mức độ truyền dẫn lãi suất và kiến nghị nhằm nâng cao hiệu quả ổn định kinh tế vĩ mô thông qua công cụ chính sách tiền tệ.

KHUNG LÝ THUY Ế T VÀ CÁC B Ằ NG CH Ứ NG TH Ự C NGHI Ệ M

Khung lý thuy ế t

Năm 1993, nhà nghiên cứu John B.Taylor, giáo sư tại đại học Stanford, đã tiến hành nghiên cứu về chính sách lãi suất của Cục Dự Trữ Liên Bang Mỹ (FED) trong giai đoạn 1980-1990 Ông nhận thấy rằng biến động lãi suất của FED tuân theo một nguyên tắc nhất định liên quan đến lạm phát và tăng trưởng kinh tế Từ đó, Taylor đã phát triển Nguyên tắc Taylor (the Taylor Rule), theo đó lãi suất điều hành cần được điều chỉnh dựa trên chênh lệch sản lượng (output gap) và chênh lệch lạm phát trong nền kinh tế Nguyên tắc này được thể hiện thông qua hàm phản ứng chính sách.

� � : là lãi suất điều hành của NHTW theo nguyên tắc Taylor;

� � : là tỷ lệ lạm phát tính theo chỉ số GDP deflator;

� ∗ : là tỷ lệ lạm phát mục tiêu;

∗ ∶ lãi suất thực cân bằng giả định;

� � �à � � : là các tham số phản ứng chính sách hay trọng số đối với tăngtrưởng và lạm phát.

�̅ � : tăng trưởng GDP tiềm năng.

Quy tắc Taylor hướng dẫn ngân hàng trung ương điều chỉnh lãi suất danh nghĩa dựa trên biến động của lạm phát, GDP và các điều kiện kinh tế khác Cụ thể, khi lạm phát tăng 1%, ngân hàng trung ương nên tăng lãi suất danh nghĩa hơn 1% để duy trì ổn định kinh tế.

Theo Taylor, lãi suất điều hành của FED biến động theo xu hướng và tuân thủ lãi suất khuyến nghị theo nguyên tắc Taylor Nguyên tắc này đang ngày càng được giới nghiên cứu và các Ngân Hàng Trung Ương chú ý, trở thành chỉ báo quan trọng trong việc phân tích và điều hành chính sách tiền tệ.

Nguyên tắc Taylor nổi bật với tính đơn giản và dễ tính toán, giúp tăng cường tính minh bạch trong chính sách tiền tệ Nguyên tắc này cho phép Ngân hàng Trung Ương linh hoạt điều chỉnh trọng số của sản lượng và lạm phát, phù hợp với mục tiêu lãi suất điều hành Tuy nhiên, nguyên tắc Taylor cũng có hạn chế khi không xem xét các biến động bất thường của nền kinh tế và các điều kiện kinh tế vĩ mô khác, ảnh hưởng đến tính chỉ báo trong ngắn hạn Để áp dụng hiệu quả nguyên tắc này, nền kinh tế cần đáp ứng các điều kiện tiên quyết.

Nguyên tắc Taylor được áp dụng khác nhau tại các quốc gia, hỗ trợ cho các mô hình đánh giá chính sách tiền tệ Tuy nhiên, hiện nay có nhiều bằng chứng cho thấy lãi suất bán lẻ điều chỉnh chậm hơn so với lãi suất chính sách, cụ thể là khi lãi suất chính sách thay đổi 1%, lãi suất bán lẻ chỉ thay đổi ít hơn 1% Điều này dẫn đến việc xác định lãi suất danh nghĩa theo nguyên lý Taylor không đảm bảo trạng thái cân bằng Sự truyền dẫn từ lãi suất chính sách đến lãi suất bán lẻ được coi là không hoàn toàn, và hiệu quả điều hành chính sách tiền tệ của Ngân Hàng Nhà Nước phụ thuộc vào mức độ truyền dẫn này Nếu mức truyền dẫn thấp và không tương xứng với các thay đổi từ Ngân Hàng Nhà Nước, các tác động điều tiết sẽ trở nên kém hiệu quả.

2.1.2 Truyền dẫn lãi suất Ảnh hưởng của sự biến đổi lượng tiền cung ứng đến nền kinh tế trước hết được truyền dẫn qua kênh lãi suất Đây là kênh tác động truyền thống được Keynes mô tả như sau: M↑⇒i↓⇒I↑⇒Y↑.

Khi khối lượng tiền M mở rộng, lãi suất thực i giảm, dẫn đến giảm giá vốn vay và tăng nhu cầu đầu tư I, từ đó thúc đẩy tổng cầu và sản lượng Y Sự thay đổi lãi suất ngắn hạn do NHTW kiểm soát có thể ảnh hưởng đến các lãi suất khác trong nền kinh tế, tạo ra tác động lan tỏa tới toàn bộ hệ thống lãi suất Hiệu quả của tác động này phụ thuộc vào cấu trúc của thị trường tài chính và mức độ kỳ vọng của thị trường.

Hiệu ứng truyền dẫn từ lãi suất chính sách đến lãi suất bán lẻ là yếu tố quan trọng trong hoạch định chính sách của Ngân hàng Trung Ương Điều này ảnh hưởng trực tiếp đến hiệu quả thực thi chính sách tiền tệ Mức độ và tốc độ truyền dẫn giữa hai loại lãi suất này quyết định sự thành công của các biện pháp tiền tệ được áp dụng.

Nhiều nghiên cứu cho thấy lãi suất bán lẻ điều chỉnh chậm hơn so với lãi suất chính sách, khi lãi suất chính sách thay đổi 1% thì lãi suất bán lẻ chỉ thay đổi ít hơn 1% Điều này cho thấy nguyên lý Taylor không còn đảm bảo trạng thái cân bằng, và sự dẫn truyền từ lãi suất chính sách đến lãi suất bán lẻ không hoàn toàn.

2.1.3 Mô hình giá cứng nhắc

Đường tổng cung ngắn hạn AS dốc lên do giá cả hàng hóa và dịch vụ điều chỉnh chậm trước các biến động kinh tế Sự chậm trễ này trong việc điều chỉnh giá cả một phần là nguyên nhân dẫn đến hình dạng của đường AS.

+ Công ty có hợp đồng dài hạn với khách hàng,

+ Công ty giữ giá ổn định để không làm phiền khách hàng thường xuyên với những thay đổi giá thường xuyên.

Chi phí điều chỉnh giá cả, bao gồm chi phí in ấn và phân phối catalog cũng như thời gian thay đổi nhãn giá, có thể dẫn đến sự cứng nhắc về giá trong ngắn hạn.

Bài viết này đề cập đến sự cứng nhắc trong lãi suất, cho thấy rằng cần một khoảng thời gian để chính sách tiền tệ điều chỉnh nhằm đạt được mục tiêu ổn định kinh tế vĩ mô tác động đến lãi suất chính sách như lãi suất tái chiết khấu và lãi suất tái cấp vốn, từ đó ảnh hưởng đến lãi suất bán lẻ như lãi suất cho vay, lãi suất tiền gửi và lãi suất trái phiếu chính phủ Hơn nữa, sự tác động này thường không hoàn toàn do các ngân hàng thương mại ngần ngại điều chỉnh lãi suất bán lẻ theo biến động của lãi suất chính sách, lo ngại về những bất lợi có thể xảy ra và tồn tại những thỏa thuận ngầm về lãi suất giữa ngân hàng và khách hàng để duy trì tính cạnh tranh.

2.2 Các bằng chứng thực nghiệm.

Để chính sách tiền tệ phát huy hiệu quả trong việc điều chỉnh nền kinh tế, các nhà hoạch định chính sách cần đánh giá chính xác tính kịp thời và tác động của chính sách này Nhiều nghiên cứu đã được thực hiện nhằm tìm hiểu ý nghĩa thực tiễn của nguyên tắc Taylor trong chính sách tiền tệ, cũng như sự điều chỉnh của lãi suất bán lẻ trước thay đổi của lãi suất chính sách ở các nước phát triển Kết quả của các nghiên cứu này cho thấy sự truyền dẫn lãi suất có thể khác nhau, từ hoàn toàn đến không hoàn toàn, và từ cân xứng đến bất cân xứng.

Chính sách tiền tệ đóng vai trò quan trọng trong việc xác định trạng thái cân bằng, đặc biệt khi phản ứng với lạm phát Để duy trì sự ổn định, tỷ lệ lãi suất danh nghĩa cần phải điều chỉnh hoàn toàn theo sự thay đổi của lạm phát kỳ vọng Kết quả này được nhấn mạnh trong nguyên tắc Taylor (Woodford, 2003), nhằm tránh tình trạng không chắc chắn trong nền kinh tế.

Nguyên tắc Taylor đóng vai trò quan trọng trong chính sách tiền tệ, được nhiều nghiên cứu chỉ ra là nguyên nhân chính dẫn đến sự thành công của chính sách này từ những năm 1980 Judd và Rudebush (1998) đã phát triển một mô hình phản ứng của Cục Dự Trữ Liên Bang Mỹ, phân tích mối quan hệ giữa phát triển kinh tế và phản ứng của Fed qua ba giai đoạn: Arthur Burns, Paul Volcker, và Alan Greenspan, cho thấy nguyên tắc Taylor giúp ổn định nền kinh tế Các nghiên cứu của Clarida cùng cộng sự (1998, 2000) cũng xác nhận rằng phản ứng của chính sách tiền tệ tại các khu vực G3 và E3 vẫn tuân thủ nguyên tắc này Ngoài ra, Taylor (1999) trong bài nghiên cứu “A historical analysis of monetary policy” đã khảo sát lịch sử chính sách tiền tệ Mỹ, chỉ ra rằng việc điều chỉnh chính sách theo lạm phát và lãi suất thực là một phương pháp hiệu quả để hiểu rõ hơn về chính sách tiền tệ trong quá khứ.

PHƯƠNG PHÁP NGHIÊN CỨ U

Phương pháp nghiên cứ u

Nghiên cứu của Claudia Kwapil và Johann Scharler (2010) áp dụng mô hình hồi quy tổng quát để xây dựng các phương trình xác định sự cân bằng với kỳ vọng hợp lý, dựa trên các mô hình kinh tế phổ biến như mô hình chu kỳ kinh doanh chuẩn theo quan điểm kinh tế học Keynes mới và đường cong Phillips Bài viết cũng đo lường hiệu ứng dẫn truyền lãi suất tại Việt Nam thông qua mô hình hồi quy phân phối trễ (ARDL), kết hợp với kiểm định nghiệm đơn vị và đồng liên kết.

Mô hình ARDL được áp dụng trong nghiên cứu này nhằm phân tích mối quan hệ dài hạn giữa lãi suất chính sách, bao gồm lãi suất tái chiết khấu và lãi suất tái cấp vốn, với lãi suất bán lẻ như lãi suất tiền gửi, lãi suất cho vay và lãi suất trái phiếu chính phủ ARDL là công cụ hiệu quả để nắm bắt tác động và sự phụ thuộc lẫn nhau giữa các chuỗi thời gian, kết hợp ưu điểm của mô hình VAR và mô hình tự hồi quy thông thường.

Mô hình ứ ng d ụ ng

Mô hình bài nghiên cứu ứng dụng được xây dựng dựa trên mô hình chu kỳ kinh doanh chuẩn theo quan điểm mới của Keynesian 1

3.2.1 Các giả định ban đầu.

Trong nền kinh tế, các chủ thể chính bao gồm doanh nghiệp, khu vực trung gian tài chính, đặc biệt là ngân hàng tại Việt Nam, và các hộ gia đình.

- Tài sản duy nhất trong nền kinh tế là trái phiếu phi rủi ro Bt, có kỳ hạn, thanh toán với tỷ lệ lãi suất Rt (giả định 2).

1 Mô hình này có liên quan mật thiết đến mô hình trong nghiên cứu của Woodford (2003).

Các hộ gia đình không thể trực tiếp mua trái phiếu mà phải gửi tiền tại các trung gian tài chính với lãi suất R D Những trung gian này tạo ra một môi trường cạnh tranh hoàn toàn và sử dụng khoản tiền gửi để đầu tư vào trái phiếu.

Hoạt động của các trung gian tài chính không chỉ phức tạp mà còn tốn kém, với chi phí biến động theo lãi suất.

Các trung gian tài chính thường không có động cơ để giữ lại tiền gửi, vì vậy họ sẽ sử dụng toàn bộ số tiền gửi để đầu tư vào trái phiếu, theo giả định Dt = Bt.

3.2.2 Phản ứng của các chủ thể trong nền kinh tế

3.2.2.1 Khu vực trung gian tài chính (các ngân hàng).

Theo giả định 3, các hộ gia đình không thể trực tiếp mua trái phiếu mà phải gửi tiền cho các trung gian tài chính Các trung gian này sẽ sử dụng số tiền đó để thực hiện việc mua trái phiếu.

Giả định 4 cho phép đưa sự làm mượt lãi suất vào mô hình một cách đơn giản, với nhiều nghiên cứu đã đề xuất lý do cho sự cứng nhắc của lãi suất bán lẻ Hofmann và Mizen (2004) đã phát triển một mô hình dựa trên chi phí hiệu chỉnh, trong khi Berger và Udell (1992) chỉ ra rằng việc làm mượt thanh khoản phản ánh môi trường kinh tế, nơi mối quan hệ với khách hàng ngày càng phát triển Điều này cho thấy các ngân hàng có thể giữ lãi suất ổn định để duy trì mối quan hệ với khách hàng, bất chấp thay đổi trong chính sách tiền tệ, như được chứng minh bởi Berlin và Mester (1999) Tuy nhiên, nghiên cứu vẫn chưa đạt được sự đồng thuận, và bài nghiên cứu này nhằm khám phá những giới hạn trong truyền dẫn lãi suất.

Các trung gian tài chính tối đa hóa lợi nhuận với hàm lợi nhuận:

� bằng lựa chọn của trái phiếu và tiền gửi với lãi suất tiền gửi R D Với ᴪ > 1 ∶ đại diện cho chi phí trung gian tài chính Cụ thể, giả định Ψ t = ψ 0

Trong đó: ψ 0 > 0, � > 0 và υ thể hiện hiệu quả của tỷ lệ tiền gửi trả lãi cuối kỳ Tham số ψ 0 được chọn sao cho Ψ t >1.

Giả định rằng với tỷ lệ 5, các trung gian tài chính sẽ đầu tư vào trái phiếu với số tiền Dt = Bt Theo ước lượng gần đúng của hàm logarit tuyến tính, điều kiện tối đa hóa lợi nhuận của các trung gian tài chính được xác định rõ ràng.

Trong đó, các biến mũ phản ánh tỷ lệ phần trăm thay đổi so với mức ổn định Như vậy:

: thể hiện hiệu ứng truyền dẫn trực tiếp từ trái phiếu với giả định tỷ lệ lãi suất được quyết định bởi chính sách tiền tệ.

: thể hiện tính ỳ của lãi suất tiền gửi.

Các hộ gia đình tối đa hóa hữu dụng kỳ vọng suốt đời của họ qua hàm:

Trong đó: o > 0 và η > 0, β là hệ số chiết khấu.

� � phản ánh rổ hàng hóa tiêu dùng thời kì t L phản ánh cung lao động ở thời kì t. t

Tổng tiêu dùng hàng hóa, � � , là hàm CES 2 của lượng tiêu thụ các hàng hóa khác

1 với � là độ co dãn thay thế giữa các hàng hóa của doanh nghiệp sảm xuất,theo nghiên cứu của Eric Miller, (2008).

Các hộ gia đình bắt đầu mỗi kỳ hạn với số dư tiền gửi ngân hàng chuyển từ kỳ hạn trước Họ cung cấp lao động với mức lương danh nghĩa và sở hữu các doanh nghiệp cùng trung gian tài chính, từ đó nhận thêm thu nhập từ cổ tức Do đó, khoản tiền gửi ngân hàng được rút ra theo công thức: � � = � � � � + � � �− � � + Π.

� � : Phản ánh chỉ số giá tổng hợp. Π � : Phản ánh cổ tức được phân phối vào cuối kỳ.

Hành vi của hộ gia đình được trình bày ngắn gọn qua phương trình tiêu dùng Euler thông thường và phương trình cung lao động:

Trong đó � � = log � � − log � �−1 là tỷ lệ lạm phát.

Khu vực doanh nghiệp trong nền kinh tế bao gồm chuỗi các doanh nghiệp cạnh tranh độc quyền, được tiêu chuẩn hóa thành các đơn vị phổ biến Mỗi doanh nghiệp i thuê một lượng lao động nhất định và sản xuất ra một lượng đầu ra tương ứng.

Robert Solow không chỉ phát triển một lý thuyết mới về kinh tế vĩ mô, bổ sung nhân tố năng suất lao động vào mô hình Harrod-Domar, mà còn giới thiệu hàm sản xuất Constant Elasticity of Substitution (CES) Hàm CES là một dạng hàm sản xuất đồng nhất tuyến tính, với độ co giãn thay thế giữa vốn và lao động là hằng số, góp phần quan trọng trong việc phân tích sự phát triển kinh tế.

Theo nghiên cứu của Galí và các cộng sự (1999, 2001), sự chênh lệch giữa mức giá và lạm phát phụ thuộc vào giá trị lịch sử của nó Cụ thể, trong mỗi thời kỳ, tỷ lệ doanh nghiệp có khả năng điều chỉnh giá là (1 − �), trong khi tỷ lệ doanh nghiệp có thể điều chỉnh giá hiện tại một cách tối ưu cũng là (1 − �) Những doanh nghiệp còn lại tuân theo quy tắc điều chỉnh giá dựa trên quá khứ Những giả định này về hành vi thiết lập mức giá của doanh nghiệp đã được Galí và các cộng sự đưa ra.

(2001) đã nâng dạng đường cong Phillips (a Phillips curve) thành dạng:

Chi phí biên thực trung bình được phản ánh qua các điều kiện cân bằng thị trường, trong đó giá trị cung và cầu là 4 và 5 tương ứng Bên cạnh đó, phương trình cung lao động và mô hình logarit tuyến tính đã được biến đổi để phù hợp với các yếu tố này.

� = 1+� − 1 + � với � là hệ số xác định độ co dãn thay thế theo thời gian

(the intertemporal elasticity of substitution), � là hệ số xác định độ co dãn của cung lao động (the labor supply elasticity).

3 Theo nghiên cứu “European inflation dynamics”, Galí và công sự (2001), hàm sản xuất tổng quát là � ��

Trong nghiên cứu này, hàm sản xuất đã được đơn giản hóa bằng cách loại bỏ yếu tố công nghệ, trong đó A_i đại diện cho nhân tố công nghệ của doanh nghiệp i Do đó, (1-�) phản ánh độ co giãn của sản lượng theo lao động, trong khi (�) thể hiện độ co giãn của các yếu tố khác Điều này dẫn đến việc thiết lập điều kiện cân bằng thị trường hàng hóa.

5 Điều kiện cân bằng thị trường lao động.

The intertemporal IS curve and the Phillips curve form a foundational model widely utilized for evaluating monetary policy, as highlighted by Clarida, R., Galí, J., and Gertler, M (1999).

Với � 1 = 1/(1 + �) và � 2 = �� 1 , phương trình (1) trở thành:

Phương trình (8) thể hiện biến động của lãi suất tiền gửi Trong đó:

� 1 : Phản ánh sự truyền dẫn lập tức từ lãi suất chính sách đến lãi suất tiền gửi.

� 2 : Phản ánh tính ỳ của lãi suất tiền gửi.

3.2.3 Mô hình Để mô tả một cách đầy đủ những biến động trạng thái cân bằng của mô hình, một quy luật lãi suất nhằm mô tả chính sách tiền tệ được đưa vào Giả định rằng chính sách tiền tệ nhắm đến mục tiêu lãi suất trái phiếu, � � Khi đó:

�: Phản ánh mức ỳ của chính sách tiền tệ.

� � , � � : Mô tả phản ứng lần lượt của lãi suất chính sách đến lạm phát và sảnlượng.

3.2.4 Hiệu ứng truyền dẫn lãi suất và tính xác định của trạng thái cân bằng

D ữ li ệ u

Dữ liệu nghiên cứu bao gồm số liệu hàng tháng về lãi suất tiền gửi, lãi suất cho vay, lãi suất tái chiết khấu, lãi suất tái cấp vốn, lãi suất liên ngân hàng, cũng như GDP và tỷ lệ lạm phát trong giai đoạn 2000-2013 Thông tin chi tiết được trình bày trong Bảng 3.1.

Chỉ tiêu Biến đại diện Nguồn Thời kỳ nghiên cứu

Lãi suất tái chiết khấu Ngân hàng nhà nước Việt Nam

Lãi suất tái cấp vốn Ngân hàng nhà nước Việt Nam

Lãi suất trái phiếu chính phủ IFS 2000:04-2014:03

Lãi suất tiền gửi được xác định bởi lãi suất tiền gửi kỳ hạn 3 tháng trung bình của bốn ngân hàng thương mại lớn có cổ phần chi phối của Nhà nước, bao gồm Vietcombank, Agribank, BIDV và Vietinbank Trong khi đó, lãi suất cho vay đại diện cho lãi suất cho vay kỳ hạn dưới 12 tháng của các ngân hàng này Ngoài ra, lãi suất trái phiếu chính phủ được tính dựa trên lãi suất trung bình hàng tháng của trái phiếu chính phủ kỳ hạn 360 ngày.

Khung thời gian nghiên cứu bắt đầu từ năm 2000, đánh dấu sự hình thành của thị trường liên ngân hàng trong bối cảnh hội nhập và phát triển kinh tế Việt Nam Thị trường tiền tệ Việt Nam, đặc biệt là hoạt động cho vay và gửi tiền giữa các tổ chức tín dụng, đã có những biến chuyển đáng kể, phản ánh những thay đổi lớn trong nền kinh tế trong nước và toàn cầu.

Các bướ c th ự c hi ệ n

Bài nghiên cứu nhằm kiểm định hiệu ứng truyền dẫn từ lãi suất chính sách đến lãi suất thị trường và từ lãi suất thị trường đến lãi suất bán lẻ tại Việt Nam Mô hình thực nghiệm dựa trên phương trình (8), trong đó Ct được hiểu là phần nhạy cảm của GDP với lãi suất, không chỉ giới hạn ở chi tiêu tiêu dùng Nghiên cứu tập trung vào lãi suất bán lẻ cho hộ gia đình, lãi suất tiền gửi, lãi suất cho vay doanh nghiệp và lãi suất trái phiếu chính phủ.

Quá trình kiểm định bao gồm các bước :

Nghiên cứu ảnh hưởng riêng biệt của lãi suất chính sách, bao gồm lãi suất tái cấp vốn và lãi suất tái chiết khấu, đến lãi suất bán lẻ, trong đó có lãi suất tiền gửi, lãi suất cho vay và lãi suất trái phiếu chính phủ.

 Nếu các chuỗi lãi suất là dừng ở I(0) hay stationary thì có thể hồi quy OLS cho các biến levels.

Nếu các chuỗi lãi suất chỉ dừng ở sai phân bậc 1 và không có sự liên kết đồng giữa các cặp lãi suất đang xem xét, thì cần thực hiện sai phân và sau đó áp dụng hồi quy OLS để phân tích.

 Nếu các chuỗi lãi suất là dừng ở sai phân bậc 1, có tồn tại đồng liên kết giữa cặp lãi suất đang xét :

Hồi quy OLS cho biến level của dữ liệu để tìm ra mối quan hệ dài hạn giữa các biến (long-run equilibrating relationship).

Sử dụng mô hình Error-Correction model (ECM), ước lượng bằng OLS để tìm ra mối quan hệ ngắn hạn giữa các biến (short-run dynamics of the relationship).

Khi các biến trong mô hình là hỗn hợp I(0) và I(1), hoặc khi một số biến I(1) có sự đồng liên kết, mô hình phân bố trễ tự hồi quy (ARDL) sẽ được áp dụng để phân tích mối quan hệ dài hạn và ngắn hạn giữa các biến này.

K Ế T QU Ả NGHIÊN C Ứ U TH Ự C NGHI Ệ M HI Ệ U Ứ NG

Th ố ng kê mô t ả

Đồ thị 4.1 minh họa sự biến động của lãi suất chính sách và lãi suất bán lẻ trong thời gian nghiên cứu Kết quả cho thấy lãi suất chính sách và lãi suất bán lẻ không có sự tương ứng rõ rệt theo từng thời điểm, đặc biệt là ở lãi suất cho vay Điều này chỉ ra rằng sự truyền dẫn từ lãi suất chính sách đến lãi suất bán lẻ diễn ra chậm chạp, với tác động rõ rệt hơn trong dài hạn.

Ki ểm đị nh tính d ừ ng c ủ a các bi ến đạ i di ệ n

Dữ liệu chuỗi thời gian có thể được xem là kết quả của một quá trình ngẫu nhiên, trong đó mỗi tập hợp dữ liệu là một mẫu từ tổng thể Tính dừng là một đặc điểm quan trọng của quá trình ngẫu nhiên mà các nhà phân tích chuỗi thời gian chú trọng, với Yt được coi là dừng nếu kỳ vọng, phương sai và hiệp phương sai tại cùng một độ trễ không thay đổi theo thời gian.

Trong mô hình hồi quy cổ điển, giả định rằng sai số ngẫu nhiên có kỳ vọng bằng không và phương sai không đổi là rất quan trọng Tuy nhiên, khi làm việc với dữ liệu chuỗi không dừng, các giả thiết này thường bị vi phạm, dẫn đến việc các kiểm định t và F mất hiệu lực Hệ quả là ước lượng và dự báo trở nên không hiệu quả, khiến phương pháp OLS không còn áp dụng được Một ví dụ điển hình của vấn đề này là hiện tượng hồi quy giả mạo, khi mà nếu tồn tại ít nhất một biến độc lập có cùng xu thế với biến phụ thuộc, các hệ số ước lượng có thể cho ra ý nghĩa thống kê và hệ số xác định cao, mặc dù thực tế không có mối quan hệ thực sự giữa chúng.

R² cao có thể dẫn đến hiểu lầm, vì nó không nhất thiết phản ánh mối quan hệ chặt chẽ giữa hai biến Thay vào đó, R² cao có thể xuất phát từ việc hai biến này có cùng xu thế, gây ra sự giả mạo trong việc đánh giá mối liên hệ thực sự giữa chúng.

Phần lớn các chuỗi thời gian thường không dừng, vì vậy nghiên cứu tiếp theo sẽ kiểm định tính dừng của chuỗi dữ liệu thông qua kiểm định nghiệm đơn vị Nếu chuỗi dữ liệu không dừng ở mức độ nhất định, cần thực hiện biến đổi để chuyển đổi chuỗi không dừng thành chuỗi dừng bằng cách lấy sai phân.

Bảng 4.1 : Kết quả kiểm định tính dừng của chuỗi dữ liệu

Lãi TCK -2.37 -2.28 -10.48** -2.28 0.21*** 2.33*** suất ∆TCK -8.05*** -8.21*** -67.45*** -5.80*** 0.08 0.37 chính TCV -2.4 -2.14 -8.64** -2.07** 0.24*** 2.84*** sách ∆TCV -7.47*** -7.55*** -62.96*** -5.60*** 0.89 0.39

Lãi ∆DR -7.08*** -7.16*** -60.01*** -5.46*** 0.09 0.44 suất LR -3.29** -2.49 -25.06*** -3.53*** 0.14 1.01 bán lẻ ∆LR -6.65*** -8.66*** - 2702.24*** -36.75*** 0.01 0.00

Ghi chú : Δ đại diện cho sai phân bậc 1 của chuỗi lãi suất tương ứng.

Giả thiết H 0 là chuỗi dữ liệu có nghiệm đơn vị hay không có tính dừng Ký hiệu

***(**)[∗] cho biết giả thiết H 0 bị bác bỏ tại mức ý nghĩa 1% (5%) [10%] Tất cả kiểm định đều sử dụng kiểm định có hằng số.

Kết quả kiểm định tại bảng 4.1 cho thấy chuỗi lãi suất tiền gửi và lãi suất trái phiếu chính phủ ở Việt Nam là chuỗi không dừng và có liên kết bậc nhất I(1), tức là dừng ở sai phân bậc 1 Trong khi đó, chuỗi lãi suất cho vay được ADF test cho kết quả là chuỗi dừng với mức ý nghĩa 5%, nhưng chưa đủ cơ sở để kết luận chắc chắn Do đó, chuỗi lãi suất cho vay vẫn được xem là dừng ở sai phân bậc 1.

Ki ểm đị nh m ố i quan h ệ gi ữ a các bi ến đạ i di ệ n cho lãi su ấ t chính sách

Hình 4.2 : Mô tả sự tương quan giữa hai biến lãi suất tái chiết khấu và lãi suất tái cấp vốn

Khi nền kinh tế phát triển cả chiều sâu lẫn chiều rộng, Ngân hàng Trung Ương chuyển sang điều hành lãi suất một cách gián tiếp, tập trung vào các yếu tố kinh tế Công cụ chính được sử dụng để điều hành là lãi suất tái chiết khấu và lãi suất tái cấp vốn, mặc dù hai loại lãi suất này có nhiều điểm tương đồng Lãi suất tái chiết khấu được áp dụng cho các giấy tờ có giá như hối phiếu, lệnh phiếu và trái phiếu, thể hiện vai trò quan trọng trong chính sách tiền tệ.

Biểu đồ 4.1 minh họa mối quan hệ giữa lãi suất tái chiết khấu và lãi suất tái cấp vốn, cho thấy lãi suất tái cấp vốn thường cao hơn lãi suất tái chiết khấu Mối tương quan giữa hai chuỗi dữ liệu này đạt xác suất 96,23%, như được trình bày trong Bảng 4.2.

Bảng 4.2: Ma trận hệ số tương quan

4.3.2 Lựa chọn biến đại diện

Kết quả kiểm định cho thấy có mối tương quan tích cực mạnh mẽ giữa lãi suất tái chiết khấu và lãi suất tái cấp vốn Lãi suất tái chiết khấu được chọn làm đại diện cho lãi suất chính sách, thể hiện công cụ điều hành của Ngân hàng Trung ương.

Lãi suất tái chiết khấu ảnh hưởng lớn đến cung ứng tiền tệ thông qua việc điều chỉnh khối lượng cho vay tái chiết khấu và cơ sở tiền tệ Khi cho vay tái chiết khấu tăng, cơ sở tiền tệ cũng sẽ tăng theo Hơn nữa, lãi suất tái chiết khấu đóng vai trò quan trọng trong việc ngăn chặn khủng hoảng tài chính, với Ngân Hàng Trung Ương là người cho vay cuối cùng cho cả ngân hàng thương mại và toàn bộ hệ thống tài chính Tóm lại, lãi suất tái chiết khấu có hai tác dụng chính: tác động về lượng đối với khối lượng tiền tệ lưu thông và tác động về giá đối với cấu trúc lãi suất trong nền kinh tế.

Việc phân tích quá trình tạo tiền cho thấy các ngân hàng thương mại cần duy trì một khoản dự trữ sau khi tạo ra tiền ghi sổ Để đáp ứng nhu cầu này, các ngân hàng thương mại thường vay từ Ngân hàng Trung Ương thông qua việc tái chiết khấu chứng từ có giá Quá trình tái cấp vốn từ Ngân hàng Trung Ương cho các ngân hàng thương mại không chỉ giúp đảm bảo thanh khoản mà còn ảnh hưởng đến khối lượng tiền tệ, dẫn đến việc phát hành tiền từ Ngân hàng Trung Ương nhằm chi trả cho việc rút vốn khỏi các ngân hàng thương mại.

Ngân hàng Trung Ương thực hiện tái chiết khấu các chứng từ có giá từ Ngân hàng Thương Mại, yêu cầu ngân hàng này phải trả một lãi suất nhất định gọi là lãi suất tái chiết khấu Lãi suất này có ảnh hưởng trực tiếp đến các loại lãi suất cho vay tư nhân và lãi suất cho vay Nhà nước, tạo ra mối liên hệ chặt chẽ giữa chúng trong nền kinh tế.

Khi tỷ lệ lãi suất tái chiết khấu thay đổi, chi phí vay của Ngân hàng Trung ương đối với các ngân hàng thương mại cũng thay đổi, ảnh hưởng đến nhu cầu vay mượn Đồng thời, khi Kho bạc bán tín phiếu cho ngân hàng, lãi suất chào bán phải tương đương với lãi suất tái chiết khấu Như vậy, việc ấn định lãi suất chiết khấu không chỉ ảnh hưởng đến chi phí vay của các ngân hàng mà còn xác định lãi suất vay của Nhà nước.

Lãi suất chiết khấu là công cụ quan trọng giúp Ngân hàng Trung Ương điều chỉnh chính sách lãi suất tín dụng, nhằm đạt được mục tiêu của chính sách tiền tệ quốc gia.

Dựa trên ảnh hưởng của lãi suất tái chiết khấu và kết quả kiểm định mối tương quan tích cực giữa lãi suất tái chiết khấu và lãi suất tái cấp vốn, chúng tôi đề xuất sử dụng chuỗi dữ liệu lãi suất tái chiết khấu làm đại diện cho lãi suất chính sách Nghiên cứu tiếp theo sẽ kiểm tra sự truyền dẫn dài hạn của lãi suất tái chiết khấu đến lãi suất tiền gửi, lãi suất cho vay và lãi suất trái phiếu chính phủ.

Xác định độ tr ễ t ối ưu

Việc xác định độ trễ tối ưu cho mô hình sẽ được thực hiện thông qua mô hình VAR, sử dụng các chuỗi dữ liệu ban đầu của các biến Mô hình VAR sẽ tự động lựa chọn độ trễ tối ưu dựa trên các tiêu chí như tiêu chuẩn thông tin Akaike (AIC), tiêu chuẩn thông tin Schwarz (SC) và tiêu chuẩn thông tin Hannan-Quinn (HQ) Độ trễ tối ưu được xác định với độ dài tối đa là 13.

4.4.1 Đối với lãi suất tiền gửi

Bảng 4.3: Kết quả xác định độ trễ tối ưu của chuỗi dữ liệu lãi suất tiền gửi

VAR Lag Order Selection Criteria

Exogenous variables: C D(TCK) TCK(-1) DR(-1)

Lag LogL LR FPE AIC SC HQ

* indicates lag order selected by the criterion

LR: sequential modified LR test statistic (each test at 5% level)

Tiêu chí thông tin Hannan-Quinn (HQ) xác định rằng độ trễ tối ưu nhỏ nhất theo tiêu chuẩn SC và HQ là 1 Tuy nhiên, để đo lường mối quan hệ và dẫn truyền trong dài hạn, độ trễ được chọn theo tiêu chí thông tin Akaike, cho thấy độ trễ tối ưu của chuỗi dữ liệu lãi suất tiền gửi là 5.

4.4.2 Đối với lãi suất cho vay

Bảng 4.4: Kết quả xác định độ trễ tối ưu của chuỗi dữ liệu lãi suất cho vay

Exogenous variables: C D(TCK) TCK(-1) LR(-1)

HQ: Hannan-Quinn information criterion

Kiểm định theo điều kiện Akaike Information cho kết quả tại bảng 4.4, theo đó độ trễ tối ưu của chuỗi dữ liệu lãi suất tiền gửi là 7.

4.4.3 Đối với lãi suất trái phiếu chính phủ

Bảng 4.5: Kết quả xác định độ trễ tối ưu của chuỗi dữ liệu lãi suất trái phiếu chính phủ

Exogenous variables: C D(TCK) TCK(-1) GR(-1)

HQ: Hannan-Quinn information criterion

Tương tự, kiểm định theo điều kiện Akaike Information cho kết quả tại bảng 4.5, theo đó độ trễ tối ưu của chuỗi dữ liệu lãi suất tiền gửi là 7.

Ki ể m tra hi ện tượ ng t ự tương quan

Một giả định quan trọng trong mô hình tuyến tính là không có quan hệ tự tương quan giữa các biến quan sát, tức là phần dư không có hiện tượng tự tương quan (Cov(εi, εj) = 0 với i ≠ j) Để đảm bảo sai số của các quan sát không phụ thuộc lẫn nhau và ngăn chặn việc các hệ số ước lượng từ hồi quy OLS trở nên không hiệu quả, cũng như R² có thể bị phóng đại so với giá trị thực, phần tiếp theo của nghiên cứu sẽ thực hiện các kiểm định nhằm xác nhận rằng phần dư của mô hình không có hiện tượng tự tương quan.

4.5.1.1 Đối với lãi suất tiền gửi.

Kiểm định Durbin- Watson (DW) là mức độ tự tương quan bậc 1:

Giá trị thống kê DW sẽ kiểm định giả thiết H0: � = 0 hay không có hiện tượng tự tương quan.

Bảng 4.6: Kết quả kiểm định Durbin- Watson về tự tương quan của biến lãi suất tiền gửi

White heteroskedasticity-consistent standard errors & covariance

Variable Coefficient Std Error t-Statistic Prob.

S.E of regression 0.603980 Akaike info criterion 1.853391

Sum squared resid 58.73141 Schwarz criterion 1.928687

Log likelihood -148.9048 Hannan-Quinn criter 1.883956

Kết quả kiểm định tự tương quan với biến lãi suất tiền gửi được trình bày trong Bảng 4.6 cho thấy giá trị DW gần bằng 2, điều này không bác bỏ giả thiết H0 Do đó, khả năng xảy ra hiện tượng tự tương quan là rất thấp.

4.5.1.2 Đối với lãi suất cho vay.

Bảng 4.7: Kết quả kiểm định Durbin- Watson về tự tương quan của biến lãi suất cho vay

Kết quả kiểm định thể hiện ở bảng 4.7 cho thấy giá trị DW là 2.43, gần với 2, không bác bỏ giả thuyết H0 Điều này chỉ ra rằng có rất ít khả năng xảy ra hiện tượng tự tương quan trong phần dư của biến lãi suất cho vay.

4.5.1.3 Đối với lãi suất trái phiếu chính phủ.

Bảng 4.8: Kết quả kiểm định Durbin- Watson về tự tương quan của biến lãi suất trái phiếu chính phủ

Akaike info criterion 2.624048 Sum squared resid 128.4773

Theo kiểm định Durbin-Watson tại bảng 4.8, giá trị DW (1.96) gần bằng 2 cho thấy không có hiện tượng tự tương quan đối với lãi suất trái phiếu chính phủ, từ đó ủng hộ giả thuyết H0.

4.5.2 Kiểm định Breush- Godfrey Đây là kiểm định tổng quát cho trường hợp giả định mô hình có hiện tượng tự tương quan đến bậc r :

� � ~~~~~~~~~~~~~~~(0, � 2 ) Khi đó, giả thiết H0 : � 1 = 0 �à � 2 = 0 �à … � � = 0 hay không có hiện tượng tự

Bảng 4.9 : Kết quả kiểm định Breusch- Godfrey về tự tương quan của biến lãi suất tiền gửi

Breusch-Godfrey Serial Correlation LM Test:

Obs*R-squared 9.142180 Prob Chi-Square(2) 0.003

Presample and interior missing value lagged residuals set to zero.

Bảng 4.9 cho thấy kết quả kiểm định với cả LM và F-statistics đều nhỏ hơn giá trị Critical value, đồng thời P-value lớn hơn 1%, điều này hỗ trợ giả thuyết H0 rằng không có hiện tượng tự tương quan trong suất cho vay.

Kết quả kiểm định biến lãi suất cho vay trong bảng 4.10 cho thấy giá trị LM và F-statistics đều nhỏ hơn giá trị Critical value, với P-value lớn hơn 1%, điều này đã xác nhận giả thuyết đã đưa ra.

H0 cho rằng không có hiện tượng tự tương quan ở phần dư của biến lãi suất cho vay.

Đối với lãi suất cho vay.

Bảng 4.10 : Kết quả kiểm định Breusch- Godfrey về tự tương quan của biến lãi

Bảng 4.11 : Kết quả kiểm định Breusch- Godfrey về tự tương quan của biến lãi suất trái phiếu chính phủ

Kết quả kiểm định tự tương quan cho lãi suất tiền gửi và lãi suất cho vay đều cho thấy chấp nhận giả thuyết H0, tức là không có hiện tượng tự tương quan Tương tự, kiểm định Breusch-Godfrey đối với chuỗi dữ liệu lãi suất trái phiếu chính phủ tại bảng 4.11 cho thấy giá trị LM và F-statistics đều nhỏ hơn giá trị Critical value với P-value > 1%, một lần nữa xác nhận giả thuyết H0 về việc không tồn tại hiện tượng tự tương quan trong phần dư của biến lãi suất trái phiếu chính phủ.

Từ các kiểm định trên, có thể kết luận rằng phần dư của các mô hình không có hiện tượng tự tương quan.

Ki ểm đị nh m ố i quan h ệ đồ ng liên k ế t

Hồi quy các chuỗi thời gian không dừng thường dẫn đến kết quả giả mạo, nhưng Engle và Granger (1987) cho rằng nếu một kết hợp tuyến tính của các chuỗi này tạo thành chuỗi dừng, thì chúng được gọi là phương trình đồng liên kết, phản ánh mối quan hệ cân bằng dài hạn giữa các biến Nếu phần dư trong mô hình hồi quy là chuỗi dừng, kết quả hồi quy sẽ là thực và thể hiện mối quan hệ dài hạn Mục tiêu của kiểm định đồng liên kết là xác định xem liệu một nhóm chuỗi không dừng có đồng liên kết hay không, và phần tiếp theo của nghiên cứu sẽ thực hiện kiểm định này thông qua hai phương pháp: kiểm định nghiệm đơn vị phần dư và kiểm định VAR của Johansen.

4.6.1 Kiểm định tính dừng của phần dư mô hình ECM

Kiểm định Dickey-Fuller được áp dụng để xác định tính dừng của phần dư, với giả thuyết H0 là chuỗi không dừng (� = 1) Kết quả kiểm định cho thấy các biến đại diện cho lãi suất bán lẻ đã được phân tích.

7 Đạt giải Nobel kinh tế năm 2003.

Bảng 4.12 : Kết quả kiểm định Dickey- Fuller về tính dừng của phần dư với biến lãi suất tiền gửi

Null Hypothesis: RESID01 has a unit root

Lag Length: 0 (Automatic - based on SIC, maxlag) t-Statistic Prob.*

Augmented Dickey-Fuller test statistic -10.49765 0.0000

Augmented Dickey-Fuller Test Equation

Theo kết quả thể hiện tại bảng 4.12, ta có 10.5 = ׀ ׀ lớn hơn tất cả các giá trị 0,01 ׀ ׀

Dựa trên kết quả kiểm định, chúng ta bác bỏ giả thiết H0: ρ=1, cho thấy phần dư dừng ở I(0) với mức ý nghĩa 1% Điều này chứng tỏ rằng có sự tồn tại mối quan hệ đồng liên kết giữa biến lãi suất tiền gửi và lãi suất tái chiết khấu.

Bảng 4.13 : Kết quả kiểm định Dickey- Fuller về tính dừng của phần dư với biến lãi suất cho vay

Theo bảng 4.13, giá trị 15.69 lớn hơn tất cả các giá trị 0, 0.01 và 0.1, do đó chúng ta bác bỏ giả thiết H0: ρ=1 Điều này cho thấy phần dư dừng ở I(0) với mức ý nghĩa 1%, đồng thời xác nhận sự tồn tại mối quan hệ đồng liên kết giữa biến lãi suất cho vay và lãi suất tái chiết khấu.

Bảng 4.14 : Kết quả kiểm định Dickey- Fuller về tính dừng của phần dư với biến lãi suất trái phiếu chính phủ

Kết quả kiểm định tính dừng cho biến lãi suất trái phiếu chính phủ được trình bày trong bảng 4.14 cho thấy sự tương tự với biến lãi suất tiền gửi và lãi suất cho vay.

12.37 lớn hơn tất cả các giá trị ׀,׀ 0,01 ׀׀0 , , , và ׀ 0,1 ׀ nên ta bác bỏ giả thiết H0: ρ=1 tức là phần dư dừng ở I(0) với mức ý nghĩa 1%.

4.6.2 Kiểm định dựa trên phương pháp VAR của Johasen

Kiểm định mối quan hệ đồng liên kết dựa trên phương pháp VAR của Johansen với giả thiết H0 cho rằng không có hiện tượng đồng liên kết.

Nếu Trace Statistic < Critical Value thì chấp nhận giả thiết H0

Nếu Trace Statistic > Critical Value thì bác bỏ giả thiết H0.

Bảng 4.15 : Kiểm định tính dừng ngẫu nhiên dựa trên phương pháp VAR của Johansen với biến lãi suất tiền gửi

Trend assumption: Linear deterministic trend

Warning: Critical values assume no exogenous series

Lags interval (in first differences): 1 to 2

Unrestricted Cointegration Rank Test (Trace)

No of CE(s) Eigenvalue Statistic Critical Value Prob.**

Trace test indicates 1 cointegrating eqn(s) at the 0.05 level

* denotes rejection of the hypothesis at the 0.05 level

Unrestricted Cointegration Rank Test (Maximum Eigenvalue)

Max-eigenvalue test indicates 1 cointegrating eqn(s) at the 0.05 level

Unrestricted Cointegrating Coefficients (normalized by b'*S11*b=I):

Bảng 4.16 : Kiểm định tính dừng theo xu hướng dựa trên phương pháp VAR của Johansen với biến lãi suất tiền gửi

Trend assumption: Linear deterministic trend (restricted)

Kết quả từ Bảng 4.15 và Bảng 4.16 cho thấy kiểm định tính dừng ngẫu nhiên và kiểm định tính dừng theo xu hướng đều có giá trị Trace Statistic lớn hơn Critical Value, dẫn đến việc bác bỏ giả thiết H0 Điều này chỉ ra sự tồn tại của hiện tượng đồng liên kết giữa biến lãi suất tiền gửi và lãi suất tái chiết khấu.

Bảng 4.17 : Kiểm định tính dừng ngẫu nhiên dựa trên phương pháp VAR của Johansen với biến lãi suất cho vay

Bảng 4.18 : Kiểm định tính dừng ngẫu nhiên dựa trên phương pháp VAR của Johansen với biến lãi suất cho vay

Kết quả từ Bảng 4.17 và Bảng 4.18 cho thấy giá trị Trace Statistic lớn hơn Critical Value, dẫn đến việc bác bỏ giả thuyết H0 Điều này chỉ ra rằng có hiện tượng đồng liên kết giữa biến lãi suất cho vay và lãi suất tái chiết khấu.

Bảng 4.19 : Kiểm định tính dừng ngẫu nhiên dựa trên phương pháp VAR của Johansen với biến lãi suất trái phiếu chính phủ

Bảng 4.20 : Kiểm định tính dừng ngẫu nhiên dựa trên phương pháp VAR của Johansen với biến lãi suất trái phiếu chính phủ

Kết quả từ Bảng 4.19 và Bảng 4.20 cho thấy giá trị Trace Statistic lớn hơn Critical Value trong kiểm định tính dừng ngẫu nhiên và kiểm định tính dừng theo xu hướng của biến lãi suất trái phiếu chính phủ Điều này dẫn đến việc bác bỏ giả thiết H0, khẳng định có hiện tượng đồng liên kết giữa lãi suất trái phiếu chính phủ và lãi suất tái chiết khấu.

Kết quả kiểm định nghiệm đơn vị phần dư và phương pháp VAR của Johansen cho thấy có hiện tượng đồng liên kết giữa lãi suất chính sách và lãi suất bán lẻ, xác nhận mối quan hệ cân bằng dài hạn Điều này chỉ ra rằng trong ngắn hạn, sự thay đổi của lãi suất chính sách có thể không ảnh hưởng đáng kể đến lãi suất bán lẻ như mong đợi từ chính sách tiền tệ Tuy nhiên, trong dài hạn, lãi suất chính sách sẽ tác động đến lãi suất bán lẻ.

4.7 Kiểm định tính ổn định của mô hình hồi quy phân phối trễ

The Inverse Roots graph is utilized to assess the stability of the Autoregressive Distributed Lag (ARDL) model In an Error Correction Model (ECM) with k variables and r cointegration relationships, there will be k-r unit eigenvalues To ensure the model's stability, the moduli of these eigenvalues must be considered.

“eigenvalue” còn lại phải nhỏ hơn đơn vị 1 hay nằm trong vòng tròn đơn vị.

Inverse Roots of AR/MA Polynomial(s)

Hình 4.3 : Vòng tròn đơn vị

Kết quả kiểm định tính ổn định của mô hình ARDL, như thể hiện trong Hình 4.2, cho thấy tất cả các giá trị "eigenvalue" đều nhỏ hơn 1 Điều này cho phép chúng ta khẳng định rằng mô hình ARDL là ổn định.

4.8 Kết quả kiểm định truyền dẫn lãi suất. Ở phần này, người nghiên cứu cung cấp những ước tính cho sự truyền dẫn lãi suất trong ngắn và dài hạn dựa trên phương trình (8) Do các chuỗi lãi suất được kiểm định không có tính dừng, là chuỗi liên kết bậc nhất I(1), nên các biến số được lấy vi phân bậc 1 Bên cạnh đó, tính đồng liên kết giữa lãi suất chính sách và lãi suất bán lẻ được tìm thấy Sự truyền dẫn lãi suất trong dài hạn được ước tính dựa trên mô hình hồi quy phân phối trễ (Autoregressive Distributed Lag- ARDL) điều chỉnh độ trễ hồi quy.

Phương trình (8) đã được chuyển đổi thành hàm hồi quy tổng quát (10) bằng cách thêm các biến trễ của lãi suất tái chính sách, lãi suất bán lẻ, lãi suất tiền gửi, lãi suất cho vay và lãi suất trái phiếu chính phủ Số lượng biến trễ được lựa chọn dựa trên tiêu chí Akaike Information, với số lượng biến trễ tối đa được xem xét.

Trong nghiên cứu này, các độ trễ m và n được xác định dựa trên tiêu chí Akaike Information, với số lượng biến độ trễ tối đa là 5 cho lãi suất tiền gửi, 7 cho lãi suất cho vay và lãi suất trái phiếu chính phủ.

Các biến đều ở dạng sai phân bậc 1.

Hiệu ứng truyền dẫn ngắn hạn, được đo bằng a0, phản ánh tác động trực tiếp của lãi suất chính sách hiện tại đối với lãi suất bán lẻ.

K Ế T LU Ậ N VÀ M Ộ T S Ố KI Ế N NGH Ị

K ế t lu ậ n nghiên c ứ u

Chính sách tiền tệ đóng vai trò quan trọng trong việc thúc đẩy tăng trưởng kinh tế bền vững và ổn định kinh tế vĩ mô, đồng thời đảm bảo hoạt động ngân hàng an toàn và hiệu quả Để đạt được thành công trong việc điều chỉnh nền kinh tế, các nhà hoạch định chính sách cần có đánh giá chính xác về tính kịp thời và tác động của chính sách tiền tệ Lãi suất được coi là công cụ chủ chốt trong việc thực thi chính sách tiền tệ, vì vậy mức độ và tốc độ truyền dẫn từ lãi suất chính sách đến lãi suất bán lẻ là chỉ số phản ánh hiệu quả trong công tác điều hành của Chính Phủ.

Phân tích mức độ truyền dẫn lãi suất là yếu tố quan trọng trong việc đánh giá hiệu quả chính sách tiền tệ của Ngân hàng Trung Ương Việt Nam qua các giai đoạn khác nhau.

Chính sách tiền tệ có ảnh hưởng lớn đến sự ổn định kinh tế vĩ mô, đặc biệt là tổng cầu và lạm phát Hiệu quả của chính sách này phụ thuộc vào mức độ mà các thay đổi trong lãi suất chính sách được truyền đạt đến lãi suất bán lẻ.

Bài viết này kiểm định hiệu ứng của lãi suất chính sách đối với lãi suất bán lẻ tại Việt Nam, đồng thời phân tích bất cân xứng trong quá trình truyền dẫn lãi suất Qua đó, tác giả đánh giá mức độ hiệu quả của chính sách tiền tệ trong việc điều chỉnh lãi suất.

Các nghiên cứu thực nghiệm cho thấy mức độ truyền dẫn từ lãi suất chính sách, đặc biệt là lãi suất tái chiết khấu, đến lãi suất bán lẻ (bao gồm lãi suất tiền gửi, lãi suất cho vay và lãi suất trái phiếu chính phủ) không hoàn toàn hiệu quả Bài viết tập trung phân tích mức độ truyền dẫn chủ yếu từ lãi suất tái chiết khấu do có mối tương quan cao giữa lãi suất tái chiết khấu và lãi suất tái cấp vốn.

Trong ngắn hạn, lãi suất tái chiết khấu có ảnh hưởng trực tiếp hơn đến lãi suất tiền gửi và cho vay so với lãi suất trái phiếu chính phủ, mặc dù vẫn ở mức thấp Các điều chỉnh chính sách tiền tệ thông thường cần khoảng 3-5 tháng để phát huy hiệu lực, từ đó ảnh hưởng dần đến lãi suất bán lẻ và tác động đến chi tiêu của doanh nghiệp và hộ gia đình.

Trong dài hạn, hiệu ứng truyền dẫn từ lãi suất chính sách đến lãi suất bán lẻ có sự đồng đều tương đối cao, với lãi suất tiền gửi và cho vay được điều chỉnh theo xu hướng chung Lãi suất bán lẻ phản ánh mục tiêu của chính sách tiền tệ, tuy nhiên, sự truyền dẫn này lại thể hiện tính bất cân xứng.

Hiệu ứng truyền dẫn lãi suất trong dài hạn ở Việt Nam cao một phần do cơ cấu hệ thống ngân hàng, giúp Ngân hàng Trung ương dễ dàng thực hiện vai trò điều hành Tuy nhiên, sự truyền dẫn không hoàn toàn do tính cứng nhắc trong lãi suất và sự e ngại của các ngân hàng thương mại khi điều chỉnh lãi suất bán lẻ theo lãi suất chính sách Các thỏa thuận ngầm về lãi suất giữa ngân hàng và khách hàng cũng góp phần vào vấn đề này Hơn nữa, tính minh bạch trong chính sách tiền tệ có ảnh hưởng tích cực đến sự truyền dẫn từ lãi suất chính sách đến lãi suất bán lẻ, với việc tăng cường minh bạch giúp nâng cao hệ số truyền dẫn lãi suất.

Mức độ truyền dẫn giữa lãi suất chính sách và lãi suất bán lẻ tại Việt Nam vẫn chưa hiệu quả, cho thấy Ngân hàng Nhà Nước cần cải thiện việc sử dụng công cụ lãi suất trong điều hành chính sách tiền tệ để ổn định nền kinh tế vĩ mô Do đó, chính phủ cần có những biện pháp can thiệp để đảm bảo kênh truyền dẫn này hoạt động thông suốt.

H ạ n ch ế và m ộ t s ố ki ế n ngh ị

5.2.1 Một số mặt hạn chế

Mặc dù nghiên cứu đã chứng minh sự truyền dẫn từ lãi suất chính sách đến lãi suất bán lẻ tại Việt Nam, vẫn tồn tại một số hạn chế trong quá trình này, đặc biệt là sự bất cân xứng trong dẫn truyền.

Do tính chất đặc thù của dữ liệu Việt Nam, mẫu dữ liệu được tính toán theo IFS có thể chưa hoàn toàn chính xác và không phản ánh đầy đủ những biến động thực tế của lãi suất chính sách và lãi suất bán lẻ.

Nhiều hộ gia đình và doanh nghiệp vẫn bị giới hạn bởi các giả định về việc sử dụng trung gian tài chính, trong khi thực tế, một phần không nhỏ trong số họ có khả năng tham gia trực tiếp vào thị trường tài chính.

- Đề tài vẫn chưa đưa ra cụ thể nguyên nhân gây nên sự truyền dẫn không hoàn toàn từ lãi suất chính sách đến lãi suất bán lẻ.

- Chưa xét đến ảnh hưởng của biến động trong nền kinh tế, mức độ hội nhập tài chính đến truyền dẫn lãi suất.

Hoàn thành mục tiêu nghiên cứu, bài luận cũng mở ra hướng nghiên cứu tiếp theo nhằm giải quyết những mặt hạn chế trên.

Ngân hàng Nhà Nước cần phát triển thị trường vốn một cách ổn định và minh bạch để cải thiện sự truyền dẫn từ lãi suất chính sách đến lãi suất bán lẻ Đồng thời, cần tăng cường vai trò kiểm soát của Ngân hàng Nhà Nước trong việc đảm bảo tính thanh khoản và phát huy vai trò người cho vay cuối cùng đối với các ngân hàng thương mại Để lãi suất trở thành công cụ hiệu quả trong chính sách tiền tệ, Ngân hàng Nhà Nước nên kiểm soát các thỏa thuận ngầm giữa ngân hàng và khách hàng, nhằm giảm tính cứng nhắc của lãi suất và nâng cao hiệu quả ổn định kinh tế vi mô.

Tiêu đề	Đo Lường Truyền Dẫn Lãi Suất Tại Việt Nam
Tác giả	Đoàn Thúy Vy
Người hướng dẫn	PGS.TS Nguyễn Thị Ngọc Trang
Trường học	Trường Đại Học Kinh Tế Tp Hcm
Chuyên ngành	Tài Chính- Ngân Hàng
Thể loại	luận văn thạc sĩ
Năm xuất bản	2014
Thành phố	Tp Hồ Chí Minh

Định dạng
Số trang	83
Dung lượng	295,76 KB