Giới thiệu
Chính sách tiền tệ là công cụ quan trọng của ngân hàng trung ương trong việc điều hành kinh tế, vì vậy việc hiểu rõ các kênh truyền dẫn của chính sách này là rất cần thiết Theo lý thuyết tiền tệ, sự gia tăng cung tiền dẫn đến tăng tổng cầu, từ đó làm tăng tổng sản lượng kinh tế thông qua các kênh như kênh lãi suất, kênh tín dụng, kênh tỷ giá hối đoái và kênh giá tài sản (Mishkin, 1995).
Khung phân tích cơ chế lan truyền tiền tệ đã được thiết lập trong nhiều nghiên cứu trước đây, nổi bật nhất là nghiên cứu của Taylor (1995), người đã đề xuất một khuôn khổ thực nghiệm và đưa ra các gợi ý chính sách quan trọng Sự gia tăng các nghiên cứu thực nghiệm về cơ chế này, chủ yếu tập trung vào việc truyền dẫn chính sách tiền tệ tại Mỹ, như nghiên cứu của Poddar, Sab và Khantrachyan (2006), cho thấy sự quan tâm ngày càng tăng Ngoài ra, nhiều tác giả hiện nay cũng đang áp dụng quy trình tương tự để phân tích chính sách tại các quốc gia của họ.
Nghiên cứu của Morsink và Bayoumi (2001) tại Nhật Bản, Disyatat và Vongsinsirikul (2003) về chính sách tiền tệ và cơ chế lan truyền tại Thái Lan, cùng với nghiên cứu của Poddar, Sab và Khatrachyan (2006) về cơ chế lan truyền tiền tệ tại Jordan, đã cung cấp cái nhìn sâu sắc về sự phát triển và ảnh hưởng của các chính sách tiền tệ trong các quốc gia khác nhau.
Abdul Aleem (2010) khẳng định rằng chính sách tiền tệ có ảnh hưởng đến nền kinh tế thực, đặc biệt trong ngắn hạn, thông qua các cơ chế truyền dẫn khác nhau, tùy thuộc vào đặc điểm luật lệ và cấu trúc tài chính của từng quốc gia Ông cũng nhấn mạnh rằng ngân hàng trung ương ở các nền kinh tế mới nổi cần tập trung vào mục tiêu ổn định tỷ giá hối đoái, do thị trường tài chính còn kém phát triển Để hiểu rõ hơn về cơ chế truyền dẫn chính sách tiền tệ, các ngân hàng trung ương cần phân tích không chỉ phản ứng của tổng cầu mà còn cả phản ứng của tỷ giá hối đoái trước các cú sốc từ chính sách tiền tệ.
Catik và Martin (2012) chỉ ra rằng nhiều phân tích vĩ mô hiện nay tập trung vào cơ chế truyền dẫn của chính sách tiền tệ Sự phức tạp và đa dạng của các kênh truyền dẫn chính sách tiền tệ đã tạo ra những thách thức trong việc quản lý và điều hành hiệu quả Thống kê từ Mohanty và Phillip cũng nhấn mạnh vấn đề này.
Từ năm 2008, các nền kinh tế mới nổi đã sử dụng công cụ chính sách tiền tệ gián tiếp như nghiệp vụ thị trường mở, lãi suất chiết khấu và hoán đổi ngoại tệ để điều hành chính sách tiền tệ Ngân hàng trung ương thiết lập lãi suất ngắn hạn (lãi suất chính sách) và cho phép thị trường tự do điều chỉnh các mức lãi suất khác nhau Nghiên cứu chỉ ra rằng sự gia tăng hội nhập tài chính toàn cầu đã tạo ra những thách thức mới cho việc điều hành chính sách tiền tệ ở các nền kinh tế này, chủ yếu do sự kém phát triển của thị trường và định chế tài chính Một hệ thống tài chính vững mạnh sẽ giúp các thay đổi trong chính sách tiền tệ có tác động đáng kể đến tổng cầu và giá cả, khẳng định vai trò quan trọng của chính sách tiền tệ trong nền kinh tế.
Nghiên cứu của Le Viet Hung và Wade Pfau (2008) sử dụng mô hình VAR để phân tích cơ chế truyền dẫn chính sách tiền tệ tại Việt Nam, nhưng dữ liệu quá cũ (trước 2005) Trần Ngọc Thơ và Nguyễn Hữu Tuấn (2013) đã áp dụng mô hình SVAR để đo lường truyền dẫn chính sách tiền tệ trước và sau khi Việt Nam gia nhập WTO, cho thấy lạm phát phản ứng chậm với cú sốc lãi suất nhưng ngay lập tức với tỷ giá Nghiên cứu này chỉ tập trung vào hai kênh truyền dẫn là tỷ giá hối đoái và lãi suất Đồng thời, Nguyễn Khắc Quốc Bảo (2013) đã sử dụng mô hình VECM để đánh giá tác động của chính sách tiền tệ lên nền kinh tế Việt Nam, kết quả cho thấy kênh lãi suất không ảnh hưởng lớn đến sản lượng công nghiệp, lạm phát và thị trường chứng khoán so với các kênh khác.
Theo Báo cáo của Ủy ban kinh tế quốc hội (2012), vào những năm 1990 và đầu những năm 2000, kênh lãi suất và tỷ giá chỉ đóng vai trò hạn chế trong việc truyền dẫn chính sách tiền tệ đến nền kinh tế Mối quan hệ giữa lãi suất của Ngân hàng Nhà nước và lãi suất thị trường chưa chặt chẽ, khiến cho tác động của chính sách tiền tệ chủ yếu thông qua kênh cung ứng tiền và tín dụng Điều này phản ánh thực trạng thị trường tài chính Việt Nam chưa phát triển, hệ thống ngân hàng thương mại còn nhiều hạn chế, và nền kinh tế bị đô la hóa một phần trong quá trình chuyển đổi, hội nhập quốc tế Gần đây, tác động của kênh tín dụng có xu hướng giảm, trong khi kênh tỷ giá ngày càng trở nên quan trọng hơn.
Mục tiêu của luận văn là đánh giá tác động của chính sách tiền tệ đến lạm phát và sản lượng tại Việt Nam, đồng thời xem xét hiệu quả của các kênh truyền dẫn chính sách tiền tệ Tác giả sử dụng mô hình VAR để đo lường ảnh hưởng của chính sách tiền tệ đến nền kinh tế, bao gồm các cú sốc bên ngoài Để đánh giá hiệu quả từng kênh truyền dẫn, mô hình VAR được mở rộng với các biến đại diện cho các kênh như lãi suất, tỷ giá hối đoái, tín dụng ngân hàng và giá chứng khoán Nghiên cứu tập trung vào giai đoạn từ quý 3 năm 2000 đến quý 2 năm 2013, do thị trường chứng khoán Việt Nam bắt đầu hoạt động từ tháng 7 năm 2000 Kết quả nghiên cứu chính sẽ được trình bày trong luận văn.
- Chính sách tiền tệ tác động mạnh nhất đến sản lượng và lạm phát sau 4 quý
Khi lãi suất thực được đưa vào mô hình cơ bản để kiểm định tác động của kênh lãi suất, kết quả cho thấy cung tiền vẫn có ảnh hưởng đáng kể đến sản lượng Cụ thể, cú sốc lãi suất thực góp phần 12.23% vào cú sốc lạm phát sau 4 quý.
Kênh tỷ giá hối đoái cho thấy rằng cung tiền có ảnh hưởng đáng kể đến sản lượng và lạm phát Trong dài hạn, cú sốc cung tiền đóng vai trò quan trọng trong việc giải thích lạm phát, với khả năng giải thích lên đến 31.91% sự thay đổi trong lạm phát Mặc dù tỷ giá hối đoái cũng có thể giải thích 36.76% sự biến động của lạm phát, nhưng không có ý nghĩa thống kê Hơn nữa, kênh truyền dẫn tỷ giá còn phản ánh hiện tượng real exchange rate puzzle, khi cung tiền tăng dẫn đến việc real effective exchange rate (REER) gia tăng và kéo dài.
Tín dụng có ảnh hưởng đáng kể đến sản lượng và cung tiền, trong khi cung tiền cũng ảnh hưởng đến lạm phát và sản lượng Hơn nữa, lạm phát còn bị chi phối bởi tổng cầu, hay còn gọi là GDP.
Kênh truyền dẫn cuối cùng được xác định là kênh giá chứng khoán, cho phép luận văn đo lường tác động của nó đến nền kinh tế thông qua chỉ số giá chứng khoán Kết quả nghiên cứu chỉ ra rằng chỉ số giá chứng khoán không ảnh hưởng đến sản lượng hay mức giá của nền kinh tế Hơn nữa, cú sốc cung tiền trong mô hình này không có ý nghĩa thống kê đối với lạm phát.
Trong các kênh truyền dẫn chính sách tiền tệ, kênh lãi suất và kênh tín dụng có ảnh hưởng mạnh mẽ hơn đến sản lượng và lạm phát so với hai kênh còn lại Luận văn này đóng góp mới mẻ bằng cách xem xét đầy đủ bốn kênh truyền dẫn chính sách tiền tệ, bao gồm kênh lãi suất, kênh tỷ giá hối đoái, kênh tín dụng và kênh giá tài sản.
Phần còn lại của luận văn được cấu trúc như sau: phần tiếp theo sẽ cung cấp cái nhìn tổng quan về các kết quả nghiên cứu lý thuyết và thực nghiệm liên quan đến cơ chế truyền dẫn chính sách tiền tệ Tiếp theo, phần 3 sẽ trình bày phương pháp nghiên cứu và dữ liệu được sử dụng trong nghiên cứu này.
4 mô tả các kết quả nghiên cứu và cuối cùng là kết luận.
Tổng quan các nghiên cứu trước đây
Khung lý thuyết về các kênh truyền dẫn chính sách tiền tệ
Chính sách tiền tệ là công cụ quan trọng của ngân hàng trung ương để điều hành và tác động đến nền kinh tế Việc hiểu rõ các kênh truyền dẫn của chính sách tiền tệ là cần thiết cho mọi ngân hàng trung ương Lý thuyết tiền tệ cho rằng sự gia tăng cung tiền sẽ dẫn đến tăng tổng cầu, từ đó thông qua các kênh khác nhau, làm gia tăng tổng sản lượng của nền kinh tế.
Những kênh này bao gồm kênh lãi suất, kênh tín dụng, kênh tỷ giá hối đoái và kênh giá tài sản (Mishkin, 1995)
Theo Mishkin (2006), chính sách tiền tệ mở rộng làm tăng cung tiền (M) và dẫn đến giảm lãi suất thực (i r), từ đó giảm chi phí vốn Sự giảm lãi suất thực khuyến khích doanh nghiệp tăng cường chi đầu tư, đồng thời người tiêu dùng cũng gia tăng chi tiêu cho nhà ở và các khoản chi dài hạn, được coi là đầu tư Sự gia tăng trong chi đầu tư (I) góp phần làm tăng tổng cầu và sản lượng (Y).
Tiến trình này được mô tả theo sơ đồ sau:
Lãi suất thực, không phải lãi suất danh nghĩa, là yếu tố quyết định quan trọng ảnh hưởng đến quyết định chi tiêu của người tiêu dùng và doanh nghiệp Thông thường, lãi suất dài hạn có tác động lớn hơn đến chi tiêu so với lãi suất ngắn hạn Sự thay đổi trong lãi suất danh nghĩa ngắn hạn ảnh hưởng như thế nào đến lãi suất thực ngắn hạn và dài hạn là một câu hỏi quan trọng Giá cả cứng nhắc là nguyên nhân chính khiến việc mở rộng tiền tệ làm giảm lãi suất danh nghĩa, từ đó giảm lãi suất thực Theo lý thuyết kỳ vọng hợp lý, lãi suất dài hạn bằng trung bình của lãi suất ngắn hạn tương lai kỳ vọng, do đó, lãi suất thực ngắn hạn thấp hơn sẽ dẫn đến giảm lãi suất thực dài hạn Những lãi suất thực thấp hơn khuyến khích doanh nghiệp đầu tư vào tài sản cố định, hộ gia đình đầu tư vào nhà ở, và tăng chi tiêu cho hàng hóa lâu bền cũng như hàng tồn kho, góp phần tăng tổng sản lượng.
Lãi suất thực, không phải lãi suất danh nghĩa, ảnh hưởng đến chi tiêu và là yếu tố quan trọng trong chính sách tiền tệ kích thích nền kinh tế, ngay cả khi lãi suất danh nghĩa ở mức zero trong thời kỳ giảm phát Khi lãi suất danh nghĩa bằng không, việc mở rộng cung tiền (M tăng) có thể làm tăng mức giá kỳ vọng (P e tăng) và dẫn đến lạm phát kỳ vọng gia tăng, từ đó giảm lãi suất thực (i r giảm) dù lãi suất danh nghĩa vẫn giữ nguyên Cơ chế truyền dẫn này cho thấy tầm quan trọng của lãi suất thực trong việc điều chỉnh hoạt động kinh tế.
Cơ chế này cho thấy rằng chính sách tiền tệ vẫn có hiệu lực ngay cả khi lãi suất danh nghĩa bằng không Nó là trọng tâm của tranh luận giữa các nhà kinh tế theo chủ thuyết tiền tệ, giải thích lý do tại sao kinh tế Mỹ không rơi vào bẫy thanh khoản trong Đại Suy thoái và tại sao chính sách tiền tệ mở rộng đã giúp ngăn chặn sự sụt giảm sản lượng trong giai đoạn này.
Nghiên cứu của Taylor (1995) chỉ ra rằng lãi suất có ảnh hưởng mạnh mẽ đến chi tiêu và đầu tư, khẳng định kênh truyền dẫn lãi suất của chính sách tiền tệ là rất hiệu quả Tuy nhiên, kết luận này đã gây ra nhiều tranh cãi, đặc biệt từ các nhà nghiên cứu như Banake và Gertler (1995), những người có quan điểm khác Các nghiên cứu thực nghiệm gặp khó khăn trong việc xác định ảnh hưởng rõ rệt của lãi suất, từ đó thúc đẩy các nhà kinh tế chuyển hướng sang tìm hiểu các kênh truyền dẫn khác, đặc biệt là kênh tín dụng.
2.1.2 Kênh tỷ giá hối đoái
Kênh tỷ giá hối đoái là một phương thức quan trọng để truyền dẫn chính sách tiền tệ đến sản lượng thực và giá cả Ngân hàng trung ương có thể điều chỉnh tỷ giá hối đoái thông qua lãi suất và can thiệp ngoại hối trực tiếp Sự thay đổi tỷ giá hối đoái thường liên quan đến dòng vốn vào hoặc ra nền kinh tế do biến động lãi suất danh nghĩa, được lý giải bởi lý thuyết ngang giá lãi suất không phòng ngừa Tỷ giá hối đoái ảnh hưởng trực tiếp đến giá cả qua giá hàng hóa tiêu dùng và hàng hóa trung gian nhập khẩu, đồng thời tác động đến tổng cầu thông qua giá trị thương mại, đầu tư và khả năng cạnh tranh quốc tế của hàng hóa xuất khẩu.
Nhiều nghiên cứu đã chỉ ra tác động của tỷ giá hối đoái đến giá cả nền kinh tế, đặc biệt tại các nền kinh tế chuyển đổi Nghiên cứu của Besimi và cộng sự (2006) cho thấy rằng một sự giảm giá 1% so với Euro làm tăng mức giá 0.40% Tương tự, Bilmeier và Bonato (2002) phân tích tác động của tỷ giá hối đoái tại Croatia, với mức tác động dao động từ 0.33 đến 0.40 tùy thuộc vào chỉ số giá sử dụng Nghiên cứu của Coricelli và cộng sự (2006) trên 13 nước châu Âu đã phát hiện rằng tác động truyền dẫn tỷ giá hối đoái khác nhau đối với các chỉ số giá tiêu dùng, giá sản xuất và giá nhập khẩu.
Tác động của tỷ giá hối đoái tại các quốc gia đang phát triển thường mạnh mẽ hơn, nhưng có xu hướng giảm dần theo thời gian tại các quốc gia công nghiệp và đang phát triển.
Theo Mishkin (2006), cung tiền (M) tăng làm lãi suất thực nội địa (i r ) giảm
Tài sản định danh bằng nội tệ trở nên kém hấp dẫn hơn so với tài sản ngoại tệ, dẫn đến việc nội tệ giảm giá Sự giảm giá này làm cho hàng hóa nội địa trở nên rẻ hơn so với hàng hóa nước ngoài, từ đó thúc đẩy xuất khẩu ròng (NX) và gia tăng sản lượng.
2.1.3 Kênh giá tài sản khác
Kênh giá tài sản hoạt động dựa trên hai tác động chính: lý thuyết Tobin’s q về đầu tư và hiệu ứng của cải lên tiêu dùng Theo Tobin, q được định nghĩa là tỷ lệ giữa giá trị thị trường của công ty và chi phí vốn thay thế Khi q cao, chi phí vốn thay thế thấp hơn giá trị thị trường, cho phép công ty đầu tư vào trang thiết bị nhiều hơn, dẫn đến tăng trưởng đầu tư Ngược lại, khi q thấp, giá trị thị trường giảm so với chi phí vốn thay thế, khiến công ty cắt giảm chi tiêu đầu tư.
Theo quan điểm của nhà hoạch định chính sách, việc giảm cung tiền dẫn đến việc công chúng có ít tiền hơn, từ đó họ cố gắng giảm chi tiêu Điều này ảnh hưởng đến thị trường chứng khoán, làm giảm cầu và giá cổ phiếu (P e) Hiệu ứng Tobin’s q cũng góp phần làm nổi bật kênh này.
Hiệu ứng của cải lên tiêu dùng theo mô hình chu kỳ sống của Modigliani (1971) cho thấy rằng người tiêu dùng điều chỉnh chi tiêu dựa trên tuổi thọ, vốn nhân lực, nguồn vốn thực và tình hình tài chính Chứng khoán là yếu tố chính trong nguồn lực tài chính của họ; khi giá chứng khoán giảm, sức mạnh tài chính suy giảm, dẫn đến việc người tiêu dùng giảm chi tiêu Chính sách tiền tệ thắt chặt có thể làm giảm giá chứng khoán, từ đó ảnh hưởng đến tổng cầu.
Kênh tài chính chủ yếu liên quan đến sự gia tăng chi phí đại diện do thông tin bất cân xứng và chi phí tuân thủ hợp đồng Tín dụng trong thị trường này hoạt động qua hai kênh chính: cho vay ngân hàng và kênh bản cân đối tài sản (Mishkin, 1995).
Chính sách thu hẹp cung tiền dẫn đến giảm tiền gửi ngân hàng, từ đó làm giảm tổng lượng tiền cho vay Hệ quả là đầu tư và tổng cầu cũng giảm theo Kênh tín dụng cho phép chính sách tiền tệ hoạt động độc lập với lãi suất, do đó, việc giảm lãi suất có thể không đủ để kích thích đầu tư Tuy nhiên, trong bối cảnh biến động tài chính, mức độ hiệu quả của kênh này vẫn còn gây tranh cãi (Mishkin, 1995) Cơ chế hoạt động của kênh cho vay ngân hàng được mô tả như sau:
M ↓ tiền gửi ngân hàng ↓ cho vay ngân hàng ↓ I ↓ Y ↓
Kết quả các nghiên cứu thực nghiệm
Chính sách tiền tệ là công cụ quan trọng của ngân hàng trung ương trong việc điều hành nền kinh tế, dẫn đến sự gia tăng nghiên cứu trong lĩnh vực này Kỹ thuật véc tơ tự hồi quy (VAR) đã được áp dụng rộng rãi để phân tích cơ chế truyền dẫn của chính sách tiền tệ, như được thể hiện trong các nghiên cứu của Sim (1980) và Leeper, Sims, Zha (1998).
Christian, Einchebauma và Evans (1999) từng sử dụng phương pháp này cho nghiên cứu cơ chế truyền dẫn chính sách tiền tệ tại Mỹ
Nghiên cứu của Deepak Mohanty (2012) về truyền dẫn lãi suất ở Ấn Độ sử dụng mô hình SVAR cho thấy chính sách tăng lãi suất có tác động trái chiều đến tăng trưởng sản lượng với độ trễ 2 quý, đồng thời làm giảm nhẹ lạm phát với độ trễ 3 quý Thời gian cần thiết để đạt được trạng thái cân bằng kéo dài khoảng 8 – 10 quý.
Nghiên cứu của Rokon Bhuiyan (2012) về truyền dẫn chính sách tiền tệ ở Canada sử dụng mô hình BSVAR cho thấy chính sách này tác động qua kênh lãi suất và tỷ giá hối đoái Kết quả cho thấy cả sản lượng và lạm phát đều giảm khi có cú sốc thắt chặt chính sách tiền tệ, nhưng lạm phát phản ứng chậm hơn so với sản lượng Cụ thể, lạm phát thực sự giảm sau 6 kỳ và bắt đầu tăng trở lại sau kỳ thứ 12.
Muhammad Naveed Tahir (2012) đã thực hiện một phân tích thực nghiệm về tầm quan trọng của các kênh truyền dẫn chính sách tiền tệ tại Brazil, Chile và Hàn Quốc thông qua mô hình SVAR Nghiên cứu sử dụng dữ liệu tháng từ thời điểm áp dụng chính sách mục tiêu lạm phát cho đến tháng 12 năm 2009 Kết quả cho thấy rằng kênh tỷ giá hối đoái và kênh giá cổ phiếu có ảnh hưởng lớn hơn đến sản lượng công nghiệp so với kênh lãi suất và kênh tín dụng, và điều này cũng tương tự đối với trường hợp lạm phát, ngoại trừ Hàn Quốc.
Nghiên cứu của Aleem Abdul (2010) về cơ chế truyền dẫn chính sách tiền tệ tại Ấn Độ sử dụng mô hình véc tơ tự hồi quy (VAR) để phân tích tác động của các chính sách tiền tệ thắt chặt không mong đợi Kết quả cho thấy lãi suất cho vay ban đầu tăng lên như một phản ứng trước cú sốc tiền tệ thắt chặt, với kênh truyền dẫn qua ngân hàng đóng vai trò quan trọng trong việc chuyển tải cú sốc chính sách tiền tệ đến nền kinh tế.
Hank (2008) đã đo lường ảnh hưởng của chính sách tiền tệ ở Thổ Nhĩ Kỳ
Kỹ thuật mô hình VAR cho thấy rằng việc thắt chặt tiền tệ có tác động tạm thời đến sản lượng, nhưng lại gây ảnh hưởng lâu dài đến giá cả.
Theo nghiên cứu của Theo Asel Isakova (2008) về truyền dẫn chính sách tiền tệ tại các quốc gia Trung Á, tác giả chỉ ra rằng ở những quốc gia có mức độ đô la hóa cao, kênh tỷ giá đóng vai trò quan trọng hơn hẳn so với các kênh truyền dẫn tiền tệ khác.
Theo tác giả, vấn đề này xuất phát từ tính độc lập của ngân hàng trung ương; các quốc gia có tỷ lệ đô la hóa cao thường có ngân hàng trung ương ít độc lập hơn, dẫn đến việc công cụ lãi suất bị hạn chế.
Borys và Horváth (2008) nghiên cứu ảnh hưởng của chính sách tiền tệ Séc
Nghiên cứu sử dụng mô hình VAR cho thấy rằng giá cả và sản lượng giảm trong vòng một năm sau cú sốc thắt chặt chính sách tiền tệ, phù hợp với mục tiêu của ngân hàng trung ương Đồng thời, nghiên cứu cũng chỉ ra rằng giá hàng hóa thương mại phản ứng nhanh hơn so với hàng hóa phi thương mại trước cú sốc thắt chặt tiền tệ.
Mala Raghavan và Param Silvapule (2007) đã sử dụng mô hình SVAR để nghiên cứu chính sách tiền tệ của Malaysia, một nền kinh tế mới nổi nhỏ mở Nghiên cứu tập trung vào phản ứng của nền kinh tế đối với cung tiền, lãi suất, tỷ giá hối đoái và cú sốc nước ngoài, đặc biệt sau cuộc khủng hoảng tài chính tháng 7 năm 1997 khi Malaysia áp dụng chế độ tỷ giá cố định vào tháng 9 năm 1998 Tác giả phân tích sự thay đổi trong cơ chế truyền dẫn chính sách tiền tệ ở Malaysia trong giai đoạn hậu khủng hoảng, cho thấy sự khác biệt đáng kể: trước khủng hoảng, cú sốc chính sách tiền tệ ảnh hưởng mạnh đến sản lượng, giá cả và lãi suất, trong khi sau khủng hoảng, chỉ có cú sốc tiền tệ tác động mạnh đến sản lượng Kết quả nghiên cứu chỉ ra rằng cuộc khủng hoảng đã làm thay đổi vai trò của các kênh truyền dẫn chính sách tiền tệ tại Malaysia.
Morsink và Bayoumi (2001) đã áp dụng mô hình VAR với dữ liệu quý đã được điều chỉnh mùa từ quý 1 năm 1980 đến quý 3 năm 1998, sử dụng độ trễ 2 quý để phân tích tác động của cú sốc chính sách tiền tệ lên nền kinh tế Nhật Bản Mô hình cơ bản bao gồm các yếu tố như sản lượng, mức giá, lãi suất và khối tiền rộng, cho thấy lãi suất và cung tiền có ảnh hưởng đáng kể đến sản lượng Nghiên cứu sau đó mở rộng mô hình VAR để kiểm tra vai trò của các kênh truyền dẫn chính sách tiền tệ khác, kết luận rằng bảng cân đối kế toán ngân hàng đóng vai trò quan trọng trong việc truyền dẫn chính sách tiền tệ và chi đầu tư đặc biệt nhạy cảm với các cú sốc chính sách này.
Trong nghiên cứu về chính sách tiền tệ tại Jordan, các kết quả cho thấy sự khác biệt Poddar, Sab và Khatrachyan (2006) không phát hiện bằng chứng cho thấy chính sách tiền tệ ảnh hưởng đến sản lượng Tuy nhiên, chính sách tiền tệ của Jordan, được đo qua chênh lệch lãi suất giữa chứng chỉ tiền gửi kỳ hạn 3 tháng và lãi suất của Cục Dự trữ liên bang Mỹ, có tác động đến dự trữ ngoại hối của quốc gia này Các kênh truyền dẫn khác như giá chứng khoán và tỷ giá hối đoái không có ý nghĩa trong việc truyền tải tác động của chính sách tiền tệ đến nền kinh tế, và tác động của chính sách này đến thị trường chứng khoán cũng không đáng kể.
Tại Singapore, Hwee (2004) đã sử dụng tỷ giá hối đoái thực hiệu dụng để đo lường tác động của chính sách tiền tệ, phát hiện rằng sản lượng phản ứng ngay lập tức và có ý nghĩa thống kê với cú sốc chính sách tiền tệ thắt chặt Ông cũng chỉ ra rằng kênh tỷ giá hối đoái hiệu quả hơn trong việc truyền dẫn chính sách tiền tệ đến nền kinh tế so với kênh lãi suất.
2.2.2 Các nghiên cứu thực nghiệm tại Việt Nam
Le Viet Hung và Wade Pfau (2008) đã sử dụng mô hình véc tơ tự hồi quy VAR rút gọn để phân tích cơ chế truyền dẫn chính sách tiền tệ tại Việt Nam trong giai đoạn từ quý 1 năm 1996 đến quý 4 năm 2005 Nghiên cứu không chỉ áp dụng mô hình VAR cơ bản mà còn mở rộng cho các kênh truyền dẫn chính sách tiền tệ như kênh lãi suất, tín dụng ngân hàng và tỷ giá hối đoái Đặc biệt, nghiên cứu không xem xét cơ chế truyền dẫn qua kênh giá tài sản do thị trường chứng khoán Việt Nam mới chỉ bắt đầu hoạt động vào thời điểm đó.
Nghiên cứu cho thấy chính sách tiền tệ ảnh hưởng đến lạm phát và sản lượng, với tác động mạnh nhất đến sản lượng sau 4 quý Trong khi đó, tác động đến giá cả kéo dài từ quý 3 đến quý 9 nhưng không có ý nghĩa rõ ràng Các kênh truyền dẫn chính sách tiền tệ có ý nghĩa kinh tế yếu, chỉ có kênh tín dụng và tỷ giá hối đoái thể hiện ảnh hưởng đáng kể hơn Lý do cho kết quả này là trước năm 2006, Việt Nam chưa gia nhập WTO, việc kiểm soát vốn và chế độ tỷ giá hối đoái cố định, cùng với việc cấp tín dụng chủ yếu cho các doanh nghiệp lớn theo chỉ định của nhà nước mà không xem xét tình hình tài chính của họ.
Phương pháp nghiên cứu
Các biến nghiên cứu và dữ liệu
3.1.1 Các biến nghiên cứu Để nghiên cứu cơ chế truyền dẫn chính sách tiền tệ tại Việt Nam, luận văn sử dụng dữ liệu quý, từ quý 3 năm 2000 đến quý 2 năm 2013 Các dữ liệu đều được điều chỉnh tính mùa bằng phương pháp Census X12 Vì các biến như GDP, CPI, M2 có tính mùa vụ, thường tăng cao vào những dịp lễ tết Dữ liệu nghiên cứu bao gồm các biến sau đây
CPI: chỉ số giá tiêu dùng, được tính theo quý (2000Q1 = 100) Được điều chỉnh tính mùa bằng phương pháp Census X12 Nguồn dữ liệu thu thập từ IFS
GDP: là logarit cơ số tự nhiên của GDP với giá cố định 1994, được điều chỉnh tình mùa bằng phương pháp Census X12 Nguồn dữ liệu thu thập từ Datastream
M2: logarit cơ số tự nhiên của khối tiền mở rộng, được điều chỉnh tình mùa bằng phương pháp Census X12 Nguồn dữ liệu thu thập từ IFS
CREDIT: là logarit cơ số tự nhiên của tổng tín dụng nội địa, được điều chỉnh theo mùa bằng phương pháp Census X12 Nguồn dữ liệu thu thập từ IFS
SPI : là logarit chỉ số giá chứng khoán VN-INDEX, dữ liệu quý (2000 100) Nguồn dữ liệu thu thập từ IFS
Lãi suất cho vay thực (IRATE) là lãi suất được tính theo công thức lãi suất danh nghĩa trừ đi tỷ lệ lạm phát trong cùng thời kỳ, với đơn vị tính là % mỗi năm Dữ liệu này được thu thập từ IFS.
REER: tỷ giá hối đoái thực hiệu lực (20000) Tác giả tính toán từ CPI, tỷ giá hối đoái, dữ liệu xuất nhập khẩu của 20 quốc gia đối tác
OIL: logarit cơ số tự nhiên của giá dầu thế giới (USD/thùng) Nguồn dữ liệu
RICE: logarit cơ số tự nhiên giá gạo thế giới (USD/tấn) Nguồn dữ liệu thu thập từ IFS
FFR: lãi suất cơ bản của Mỹ (Federal Funds Rate) Nguồn dữ liệu thu thập từ IFS
Tất cả thống kê các biến trên đây được trình bày trong phần phụ lục 1
Bởi vì thị trường chứng khoán Việt Nam mới chỉ đi vào hoạt động vào năm
2000 Cho nên, thời kỳ nghiên cứu của luận văn này là từ quý 3 năm 2000 đến quý
Để đạt được kết quả ước lượng không thiên lệch, cần kiểm định tính dừng của các biến nghiên cứu Johnston và DiNardo (1997) cùng Gujarati (2003) nhấn mạnh rằng việc tính trung bình của chuỗi không dừng sẽ không mang lại kết quả hợp lý Nếu mô hình có ít nhất một biến độc lập không dừng thể hiện xu thế tăng hoặc giảm, và biến phụ thuộc cũng có xu thế tương tự, thì ước lượng mô hình có thể cho ra các hệ số có ý nghĩa thống kê cao và R² cao Tuy nhiên, điều này có thể gây ra sự giả mạo, vì R² cao có thể chỉ ra rằng hai biến này có cùng xu thế.
Nghiên cứu áp dụng phương pháp kiểm định nghiệm đơn vị Augmented Dickey-Fuller (ADF) theo tiêu chuẩn Schwartz (SIC) và phương pháp Phillips-Perron để kiểm tra tính dừng của các biến Đây là những phương pháp phổ biến, mang lại kết quả đáng tin cậy Kết quả cho thấy hầu hết các biến không dừng ở chuỗi gốc nhưng dừng ở chuỗi sai phân bậc một.
Tỷ giá thực song phương chỉ phản ánh sự biến động của đồng nội tệ so với một đồng ngoại tệ Trong bối cảnh thương mại đa phương hiện nay, việc đánh giá đồng nội tệ so với nhiều đồng tiền khác là rất quan trọng Để hiểu rõ hơn về tác động của tỷ giá đến cán cân thương mại, cần sử dụng tỷ giá thực đa phương (tỷ giá trung bình) hay tỷ giá hối đoái thực hiệu lực Điều này giúp có cái nhìn toàn diện về vị thế cạnh tranh của hàng hóa trong nước so với các đối tác thương mại.
Tỷ giá hối đoái thực hiệu lực là chỉ số quan trọng phản ánh khả năng cạnh tranh về giá cả của một quốc gia, đồng thời giúp đánh giá mức độ định giá của đồng nội tệ, cho biết liệu nó đang bị định giá cao hay thấp.
Chỉ số này đóng vai trò quan trọng trong việc đạt được mục tiêu phù hợp trong cơ chế tỷ giá hỗn hợp giữa linh hoạt và cố định, và được coi là dữ liệu cơ bản cho quá trình thực thi chính sách.
Tỷ giá hối đoái thực hiệu lực (REER) được tính toán để xác định giá trị thực của đồng nội tệ so với các ngoại tệ thông qua việc điều chỉnh tỷ giá theo chênh lệch lạm phát giữa quốc gia và các đối tác thương mại Bằng cách này, ta có thể xác định tỷ giá thực song phương với từng đồng ngoại tệ Quyền số của từng đối tác thương mại cũng được xác định để phản ánh mức độ ảnh hưởng của họ đối với tỷ giá thực của đồng tiền.
Tỷ giá hối đoái thực có hiệu lực, được tính theo công thức sau:
P i là lạm phát tại Việt Nam tại thời điểm i, i = 1, 2,…, n
Lạm phát P j tại các quốc gia đối tác thương mại ảnh hưởng đến tỷ giá hối đoái song phương giữa đồng VND và đồng tiền quốc gia j tại thời điểm i Tỷ giá này được tính toán với trọng số thương mại của quốc gia j tại thời điểm i, phản ánh sự biến động trong quan hệ thương mại.
∑ là trọng số thương mại của tỷ giá song phương; j là số thứ tự tỷ giá song phương (j = 1, ,20); i là kỳ tính toán Nguồn dữ liệu để tính REER: IFS
Việc chọn năm gốc cho việc tính tỷ giá thực là rất quan trọng, vì nó ảnh hưởng trực tiếp đến kết quả Năm gốc cần được lựa chọn sao cho không quá xa so với hiện tại, đảm bảo cán cân thanh toán cân bằng và nền kinh tế ổn định Trong luận văn này, năm 2000 được chọn làm năm gốc để tính REER Gần đây, nhiều tổ chức tài chính quốc tế cũng thường chọn năm 2000 làm năm cơ sở khi công bố số liệu.
Để xác định rổ tiền tệ đặc trưng cho việc tính tỷ giá hối đoái thực hiệu dụng (REER), tác giả dựa vào tỷ trọng thương mại giữa Việt Nam và các đối tác thương mại Đồng tiền của các đối tác có tỷ trọng thương mại lớn với Việt Nam sẽ được ưu tiên lựa chọn Bên cạnh đó, các đối tác có sự cạnh tranh trong xuất khẩu, các đồng tiền mạnh, và các đối tác tiềm năng cũng được xem xét kỹ lưỡng khi xây dựng rổ tiền này.
Tác giả đã chọn 20 đối tác thương mại chính, bao gồm Úc (AUD), Mỹ (USD), Thụy Sĩ (CHF), và nhiều quốc gia châu Âu như Pháp, Hà Lan, Đức, Ý, và Anh (tất cả đều sử dụng EURO hoặc GBP) Ngoài ra, còn có các đối tác từ châu Á như Nga (RUB), Trung Quốc (CNY), Nhật Bản (JPY), Hồng Kông (HKD), Hàn Quốc (KRW), Thái Lan (THB), Singapore (SGD), Philippines (PHP), Malaysia (MYR), Indonesia (IDR), Campuchia (KHR), và Ấn Độ (INR) Những đối tác này chiếm khoảng 90% tổng kim ngạch xuất nhập khẩu của Việt Nam trong toàn bộ giai đoạn nghiên cứu.
Tỷ giá danh nghĩa song phương được xác định bằng cách thu thập tỷ giá hối đoái giữa đồng tiền Việt Nam và 20 đối tác thương mại với đồng USD, sử dụng dữ liệu từ trang thống kê IFM (IFS) Đối với bốn quốc gia châu Âu là Pháp, Đức, Hà Lan và Ý, tác giả lựa chọn tỷ giá của đồng Euro so với đồng USD để phân tích.
Chỉ số lạm phát: chỉ số giá tiêu dùng CPI của từng quốc gia theo quý Nguồn chỉ số lạm phát lấy từ IFS
Kim ngạch xuất nhập khẩu của Việt Nam với 20 đối tác thương mại được thống kê theo quý, với giá trị xuất và nhập khẩu được ghi nhận vào cuối mỗi quý Giá trị này được tính bằng triệu USD, với nguồn dữ liệu thu thập từ IFS.
Tính trọng số thương mại cho phép chúng ta xác định tổng giá trị xuất nhập khẩu của Việt Nam với từng đối tác thương mại bằng cách cộng giá trị xuất khẩu và nhập khẩu Để tính toán trọng số thương mại w j i, ta chia giá trị xuất nhập khẩu của mỗi đối tác cho tổng kim ngạch xuất nhập khẩu của Việt Nam, với tổng các trọng số thương mại bằng 1 Ngoài ra, cần điều chỉnh chỉ số giá tiêu dùng (CPI) về kỳ gốc, trong đó kỳ gốc được chọn để tính chỉ số REER là quý 1 của năm.
2000 Ta cũng điều chỉnh CPI các quốc gia về kỳ gốc Q1 năm 2000
Mô hình nghiên cứu
Từ những năm 1990, kỹ thuật véc tơ tự hồi quy VAR đã trở thành công cụ quan trọng trong nghiên cứu cơ chế truyền dẫn chính sách tiền tệ, với các nghiên cứu tiêu biểu từ Sim (1980), Leepers, Sims và Zhar (1998), cùng Christian, Einchebauma và Evans (1999) tại Mỹ Bên cạnh đó, Aleem Abdul (2010) đã áp dụng VAR cho nền kinh tế Ấn Độ, trong khi Hank (2008) nghiên cứu nền kinh tế Thổ Nhĩ Kỳ Trong những năm tiếp theo, các biến thể của mô hình VAR, đặc biệt là SVAR và VECM, đã được phát triển mạnh mẽ và trở nên phổ biến trong việc phân tích mối quan hệ giữa các biến kinh tế vĩ mô và công cụ chính sách.
Luận văn này nhằm đo lường tầm quan trọng của các kênh truyền dẫn chính sách tiền tệ đến nền kinh tế Việt Nam, sử dụng mô hình VAR cho phân tích Tương tự như nghiên cứu của Le Viet Hung và Wade Pfau (2008) cũng như Poddar, Sab và Khatrachyan (2006), luận văn áp dụng phương pháp phân tích VAR cho một mô hình cơ bản và mở rộng bằng các biến đại diện cho các kênh truyền dẫn Mô hình VAR cơ bản bao gồm ba biến nội sinh.
Với GDP là logarit tự nhiên của GDP, CPI là logarit tự nhiên của chỉ số giá tiêu dùng, và M2 là khối tiền rộng cùng với sai phân bậc nhất, việc sắp xếp các biến này cho thấy rằng một cú sốc chính sách tiền tệ mở rộng, tức là tăng cung tiền, sẽ ảnh hưởng đến lạm phát và sản lượng.
Theo Taylor (1995), trong việc phân tích cơ chế truyền dẫn chính sách tiền tệ, cần chú trọng đến các yếu tố như giá thị trường tài chính, lãi suất ngắn hạn, lợi tức trái phiếu và tỷ giá hối đoái, thay vì chỉ dựa vào các con số định lượng như cung tiền hay tín dụng ngân hàng Lãi suất mà ngân hàng trung ương công bố không phản ánh chính xác cung cầu tiền tệ trên thị trường, mà chỉ là mức tham khảo cho các ngân hàng thương mại trong việc xác định lãi suất huy động và cho vay Do đó, lãi suất này không thực sự phù hợp để đại diện cho chính sách tiền tệ tại Việt Nam Để phân tích tác động của chính sách tiền tệ, tác giả sẽ sử dụng M2 làm thước đo cho cú sốc chính sách, vì tăng trưởng M2 được coi là mục tiêu hoạt động chính thức và ngầm định của chính sách tiền tệ của Ngân hàng Nhà nước Việt Nam (SBV, 2003).
Trong bối cảnh nền kinh tế mở nhỏ như Việt Nam, các cú sốc kinh tế từ bên ngoài luôn có tác động lớn Để kiểm soát những cú sốc này, mô hình kinh tế cần bao gồm các vector biến ngoại sinh.
Trong mô hình, biến oil đại diện cho logarit giá dầu thô thế giới, rice là logarit giá gạo thế giới, và ffr là lãi suất của Cục Dự trữ Liên bang Mỹ (Fed), với sai phân bậc nhất Các biến này được xem là ngoại sinh nhằm kiểm soát các cú sốc bên ngoài, điều này rất quan trọng đối với nền kinh tế mở nhỏ như Việt Nam, nơi tỷ giá hối đoái USD/VND được sử dụng như một cái neo danh nghĩa cho chính sách tiền tệ.
3.2.2 Các mô hình mở rộng Để phân tích các kênh truyền dẫn chính sách tiền tệ khác nhau, luận văn mở rộng mô hình cơ bản bởi các biến đại diện cho các kênh truyền dẫn lãi suất, tỷ giá hối đoái, tín dụng và giá tài sản
Theo Mishkin (1995), chính sách tiền tệ mở rộng làm giảm lãi suất thực, dẫn đến giảm đầu tư và sản lượng Tác giả sử dụng lãi suất cho vay thực (irate), được tính bằng lãi suất cho vay trừ đi lạm phát trong cùng thời kỳ Mô hình VAR được mở rộng để bao gồm kênh truyền dẫn lãi suất với các biến nội sinh được sắp xếp hợp lý.
Các biến nội sinh được sắp xếp cho thấy rằng cú sốc trong cung tiền ảnh hưởng đến lãi suất cho vay thực, từ đó tác động đến quyết định đầu tư của doanh nghiệp và hộ gia đình Điều này dẫn đến những thay đổi trong lạm phát và sản lượng Để phân tích vai trò của kênh tỷ giá hối đoái, tác giả đã bổ sung biến tỷ giá hối đoái thực hiệu dụng (reer) vào mô hình cơ bản, với thứ tự các biến nội sinh được xác định rõ ràng.
Theo giả định, sự gia tăng cung tiền dẫn đến giảm giá đồng nội tệ, từ đó làm tăng xuất khẩu ròng và tổng cầu trong nền kinh tế.
Theo Mishkin (1995), kênh tín dụng hoạt động qua hai kênh chính: kênh bảng cân đối kế toán và kênh cho vay ngân hàng Bernanke và Gertler (1995) phân tích kênh bảng cân đối kế toán thông qua phần bù tài trợ bên ngoài, được xác định bởi chi phí vốn tài trợ bên ngoài trừ đi chi phí cơ hội của vốn nội bộ Tuy nhiên, tại Việt Nam, kênh này có thể không có ý nghĩa vì phần lớn tín dụng tại các tổng công ty nhà nước được cấp theo chỉ thị của NHNN mà không xem xét tình hình tài chính của các công ty Để phân tích kênh tín dụng, tác giả bổ sung biến tín dụng trong nước vào mô hình VAR cơ bản, với thứ tự các biến nội sinh được sắp xếp hợp lý.
Gia tăng cung tiền sẽ dẫn đến sự gia tăng tín dụng, từ đó thúc đẩy tổng cầu và sản lượng trong nền kinh tế.
Để hiểu rõ tầm quan trọng của giá chứng khoán trong việc truyền dẫn chính sách tiền tệ, tác giả đã mở rộng mô hình VAR cơ bản bằng cách sử dụng biến logarit tự nhiên của chỉ số giá chứng khoán (spi) Các biến nội sinh được sắp xếp một cách hợp lý trong mô hình này.
Tất cả các mô hình mở rộng trên đây đều bao gồm vector các biến ngoại sinh là
Cách thức kiểm định, hồi quy của lu n văn sẽ theo trình tự sau:
Bước đầu tiên trong nghiên cứu là thực hiện kiểm định nghiệm đơn vị cho dữ liệu đầu vào Luận văn áp dụng kiểm định Augmented Dickey-Fuller (ADF) và kiểm định Phillips-Perron, hai phương pháp này được biết đến với khả năng cung cấp kết quả chính xác.
Bước 2 trong quy trình phân tích mô hình VAR là lựa chọn độ trễ phù hợp Để xác định độ trễ tối ưu, luận văn áp dụng các phương pháp như LogL, LR, FPE và AIC nhằm đảm bảo tính chính xác và hiệu quả của mô hình.
Kết quả nghiên cứu
Kiểm định tính dừng
Bước đầu tiên của tác giả là kiểm tra tính dừng của bộ số liệu mô tả dưới dạng logarit cơ số tự nhiên (trừ biến lãi suất) và đã được điều chỉnh theo mùa bằng phương pháp Censius X12 Tác giả sử dụng kiểm định nghiệm đơn vị Augmented Dickey-Fuller (ADF) theo tiêu chuẩn thông tin Schwaz (SIC) và kiểm định Phillips-Perron (PP) để đảm bảo độ chính xác của kết quả Kết quả cho thấy hầu hết các biến đều có nghiệm đơn vị (không dừng), nhưng sai phân bậc nhất cho thấy các biến đều dừng Các kết quả kiểm định nghiệm đơn vị được trình bày chi tiết trong bảng 4.1 và bảng 4.2.
Bảng 4.1: Kiểm định nghiệm đơn vị theo phương pháp ADF
Chuỗi ADF 1% 5% 10% Kết luận cpi -3.139 -4.192 -3.520 -3.191 Không dừng gdp -0.587 -4.175 -3.513 -3.187 Không dừng m2 -0.941 -4.156 -3.504 -3.182 Không dừng irate -3.245 -4.161 -3.506 -3.183 Dừng ở mức 10% reer -2.746 -4.152 -3.502 -3.181 Không dừng credit -0.548 -4.148 -3.500 -3.179 Không dừng spi -2.731 -4.161 -3.506 -3.183 Không dừng
Kiểm định nghiệm đơn vị trong chuỗi gốc và chuỗi sai phân bậc một được thực hiện theo tiêu chuẩn Schwaz, với việc xem xét hệ số chặn và xu hướng.
Nguồn: theo tính toán của tác giả
Bảng 4.2: Kiểm định nghiệm đơn vị theo tiêu chu n PP
Chuỗi ADF 1% 5% 10% Kết luận cpi -2.425 -4.148 -3.500 -3.179 Không dừng gdp -15.541 -4.148 -3.500 -3.179 Dừng ở mức 1% m2 -1.100 -4.148 -3.500 -3.179 Không dừng irate -2.516 -4.148 -3.500 -3.179 Không dừng reer -2.616 -4.148 -3.500 -3.179 Không dừng credit -0.548 -4.148 -3.500 -3.179 Không dừng spi -2.562 -4.148 -3.500 -3.179 Không dừng
Ghi chú: kiểm định nghiện đơn vị ở chuỗi gốc có tính đến hệ số chặn và xu hướng
Kiểm định nghiệm đơn vị ở chuỗi sai phân bậc một chỉ tính đến hệ số chặn
Nguồn: theo tính toán của tác giả.
Kết quả mô hình VAR cơ bản
Trong phần này, luận văn trình bày kết quả phân tích VAR cho mô hình cơ bản với các biến nội sinh được sắp xếp theo thứ tự (∆gdp, ∆cpi, ∆m2) và vector các biến ngoại sinh (∆oil, ∆rice, ∆ffr) Thứ tự này dựa trên giả định rằng cú sốc chính sách tiền tệ sẽ ảnh hưởng đến mức giá và sản lượng.
Các biến được kiểm định tính dừng bằng phương pháp ADF và PP cho thấy hầu hết các biến không dừng ở chuỗi gốc I(0) mà dừng ở chuỗi sai phân bậc nhất I(1) Độ trễ tối ưu cho mô hình được xác định là 4 quý, dựa trên các phương pháp LogL, LR, FPE, AIC, SC và HQ.
Bảng 4.3 : Kết quả lựa chọn độ trễ cho mô hình VAR cơ bản Độ trễ LogL LR FPE AIC SC HQ
(Nguồn: theo tính toán của tác giả)
Tác giả đã áp dụng mô hình VAR đệ quy (recursive VAR) kết hợp với phương pháp phân tách phương sai Cholesky, sử dụng các biến sai phân bậc nhất để phân tích dữ liệu.
Kiểm định AR Roots cho thấy không có nghiệm nào nằm ngoài vòng tròn đơn vị điều này chứng tỏ mô hình VAR là ổn định
Inverse Roots of AR Characteristic Polynomial
Hình 4.1 thể hiện việc kiểm định sự ổn định của mô hình VAR cơ bản (AR Roots), nhằm phân tích tác động của chính sách tiền tệ đến lạm phát và tăng trưởng Theo lý thuyết tiền tệ, sự gia tăng cung tiền dẫn đến tăng sản lượng và mức giá Hàm phản ứng đẩy của GDP (hình 4.2) cho thấy cú sốc cung tiền làm GDP tăng nhẹ từ quý 2 đến quý 7, trong khi cú sốc lạm phát lại làm GDP giảm từ quý 2 đến quý 7 Đối với lạm phát, cú sốc tăng sản lượng tác động ngay lập tức, trong khi cú sốc cung tiền làm lạm phát gia tăng từ quý 4 đến quý 9, phản ánh hiện tượng "giá cả cứng nhắc" trong kinh tế vĩ mô.
Accumulated Response of D(GDP) to D(CPI)
Accumulated Response of D(GDP) to D(M2)
Accumulated Response to Cholesky One S.D Innovations ± 2 S.E.
Hình 4.2: Phản ứng của GDP đối với cú sốc trong lạm phát và cung tiền (mô hình cơ bản)
Accumulated Response of D(CPI) to D(GDP)
Accumulated Response of D(CPI) to D(M2)
Accumulated Response to Cholesky One S.D Innovations ± 2 S.E.
Hình 4.3: Phản ứng của CPI đối với cú sốc trong sản lượng và cung tiền (mô hình cơ bản)
Kết quả kiểm định nhân quả Granger (bảng 4.4) cung tiền đều tác động có ý nghĩa đến sản lượng (mức ý nghĩa 1%) và mức giá chung (mức ý nghĩa 10%)
Bảng 4.4: kết quả kiểm định nhân quả Granger của mô hình VAR cơ bản
Kiểm định nhân quả Granger Prob
Ghi chú: *, ** và *** đại diện cho mức ý nghĩa 1%, 5% và 10%
(Nguồn: theo tính toán của tác giả)
Phân tách phương sai tăng trưởng GDP chỉ ra rằng cú sốc tiền đóng góp 5.37% vào biến động tăng trưởng GDP sau 7 quý, trong khi cú sốc lạm phát chiếm 5.03% sau 8 quý Cú sốc cung tiền có tác động mạnh nhất đến lạm phát, giải thích 25.25% biến động sau 8 quý, trong khi cú sốc sản lượng chỉ giải thích 10.37% và cú sốc lạm phát đóng góp 64.38% Kết quả cho thấy tiền có ảnh hưởng đến lạm phát, nhưng tác động đến sản lượng thì ít hơn.
Bảng 4.5 Kết quả phân tách phương sai D(GDP) mô hình VAR cơ bản
Nguồn: tính toán của tác giả
Bảng 4.6: kết quả phân tích phương sai D(CPI) mô hình VAR cơ bản
Nguồn: tính toán của tác giả.
Kết quả mô hình VAR mở rộng
Để phân tích tác động của kênh truyền dẫn lãi suất truyền thống, tác giả đã bổ sung biến lãi suất cho vay thực vào mô hình VAR cơ bản, bằng cách lấy lãi suất cho vay ngân hàng trừ đi tỷ lệ lạm phát trong cùng thời kỳ Thứ tự các biến nội sinh trong mô hình VAR được xác định rõ ràng.
∆gdp, ∆cpi, ∆irtae, và ∆m2 và ∆oil, ∆rice và ∆ffr là vector các biến ngoại sinh
Khi có sự thay đổi trong cung tiền, lãi suất thực sẽ bị ảnh hưởng, và điều này sẽ tác động đến đầu tư Theo lý thuyết kinh tế học Keynesian, sự gia tăng lãi suất thực có thể dẫn đến giảm đầu tư, từ đó làm giảm sản lượng của nền kinh tế.
Tác giả đã kiểm định độ trễ tối ưu cho mô hình bằng các phương pháp LogL, LR, FPE, AIC, SC và HQ, và kết quả cho thấy độ trễ tối ưu là 4 quý (Bảng 4.7).
Bảng 4.7: Kết quả lựa chọn độ trễ cho mô hình VAR kênh lãi su t Độ trễ LogL LR FPE AIC SC HQ
Nguồn: tính toán của tác giả
Tác giả áp dụng mô hình VAR đệ quy (recursive VAR) kết hợp với phương pháp phân tách phương sai Cholesky, sử dụng các biến sai phân bậc nhất để phân tích dữ liệu.
Kiểm định AR Roots cho thấy không có nghiệm nào nằm ngoài vòng tròn đơn vị điều này chứng tỏ mô hình VAR là ổn định
Inverse Roots of AR Characteristic Polynomial
Hình 4.4: Kiểm định sự ổn định của mô hình VAR kênh lãi su t (AR Roots)
Hàm phản ứng đẩy chỉ ra rằng cú sốc gia tăng lãi suất cho vay thực làm giảm sản lượng từ quý 3 đến quý 10 Ngược lại, cú sốc cung tiền do chính sách tiền tệ mở rộng khiến lãi suất cho vay thực giảm từ quý 2 đến quý 9, dẫn đến gia tăng sản lượng từ quý 3 đến quý 6 Kết quả này phù hợp với lý thuyết tiền tệ, trong đó chính sách tiền tệ mở rộng làm giảm lãi suất, khuyến khích đầu tư và tăng tổng cầu Về lạm phát, cú sốc cung tiền làm lạm phát gia tăng sau 4 quý cho đến quý 7, tương tự như mô hình cơ bản Mặc dù lạm phát phản ứng chậm với cung tiền, nhưng lại phản ứng nhanh với cú sốc lãi suất cho vay thực chỉ sau 1 quý và kéo dài đến 10 quý Cuối cùng, cung tiền cũng phản ứng ngược chiều với sự gia tăng lãi suất cho vay thực từ quý 1 đến quý 10.
A c c umulated Res pons e of D(GDP) to D(GDP)
A c c umulated Res pons e of D(GDP ) to D(CP I)
A c c umulated Res pons e of D(GDP ) to IRA T E
A c c umulated Res pons e of D(GDP ) to D(M2)
A c c umulated Res pons e of D(CP I) to D(GDP)
A c c umulated Res pons e of D(CP I) to D(CP I)
A c c umulated Res pons e of D(CP I) to IRA T E
A c c umulated Res pons e of D(CP I) to D(M2)
A c c umulated Res pons e of IRA T E to D(GDP)
A c c umulated Res pons e of IRA T E to D(CP I)
A c c umulated Res pons e of IRA T E to IRA T E
A c c umulated Res pons e of IRA T E to D(M2)
A c c umulated Res pons e of D(M2) to D(GDP)
A c c umulated Res pons e of D(M2) to D(CP I)
A c c umulated Res pons e of D(M2) to IRA T E
A c c umulated Res pons e of D(M2) to D(M2)
Ac c um ulated R es pons e t o C holes k y One S.D Innov at ions ± 2 S.E.
Kết quả kiểm định Granger, như tóm tắt trong bảng 4.8, cho thấy rằng khi lãi suất cho vay thực được đưa vào mô hình, m2 vẫn có ảnh hưởng đáng kể đến lạm phát và tăng trưởng Tuy nhiên, m2 không phải là nguyên nhân Granger tác động đến lãi suất Điều này có thể được giải thích bởi thực tế rằng lãi suất tại Việt Nam vẫn chưa được thả nổi và không phản ánh đúng cung cầu trên thị trường tiền tệ.
Bảng 4.8: Kết quả kiểm định nhân quả Granger của mô hình VAR kênh lãi su t
Kiểm định nhân quả Granger Prob
Ghi chú: *, ** và *** đại diện cho mức ý nghĩa 1%, 5% và 10%
Nguồn: theo tính toán của tác giả
Phân tách phương sai cho thấy việc thêm biến lãi suất cho vay thực vào mô hình cơ bản giúp giải thích 5% tăng trưởng GDP sau 4 quý và 10.65% tăng trưởng GDP sau 7 quý, với tác động lớn hơn so với mô hình cơ bản Đồng thời, cú sốc lãi suất cho vay thực cũng đóng góp 4.36% vào tăng trưởng GDP sau 4 quý.
Cú sốc lãi suất cho vay thực đã giải thích 12,23% biến động lạm phát, trong khi cú sốc tổng cầu đóng góp hơn 14% sau 4 quý Trong dài hạn, cung tiền là yếu tố quan trọng đối với biến động lạm phát, giải thích 16,67% biến động sau 9 quý, mặc dù con số này nhỏ hơn so với mô hình cơ bản Kết quả cho thấy cung tiền và lãi suất có tác động lớn hơn đến lạm phát so với sản lượng.
Bảng 4.9: Kết quả phân tách phương sai D(GDP) mô hình VAR kênh lãi su t
Giai đoạn D(GDP) D(CPI) D(IRATE) D(M2)
Nguồn: theo tính toán của tác giả
Bảng 4.10: Kết quả phân tách phương sai D(CPI) mô hình VAR kênh lãi su t
Giai đoạn D(GDP) D(CPI) D(IRATE) D(M2)
Nguồn: theo tính toán của tác giả
4.3.2 Kênh tỷ giá hối đoái Để phân tích tác động của kênh tỷ giá hối đoái, tác giả thêm tỷ giá hối đoái thực hiệu dụng (reer) vào mô hình cơ bản Thứ tự các biến nội sinh của mô hình là
∆gdp, ∆cpi, ∆reer, và ∆m2 và các biến ngoại sinh của mô hình là ∆oil, ∆rice và
Dựa trên giả định rằng việc tăng cung tiền sẽ dẫn đến sự giảm giá của đồng nội tệ, điều này sẽ thúc đẩy xuất khẩu ròng và tổng cầu Độ trễ tối ưu được xác định là 4 quý, dựa trên các tiêu chuẩn lựa chọn độ trễ như LR, FPE và AIC.
Bảng 4.11 : Kết quả lựa chọn độ trễ cho mô hình VAR kênh TGHĐ Độ trễ LogL LR FPE AIC SC HQ
Nguồn: tính toán của tác giả
Tác giả đã áp dụng mô hình VAR đệ quy (recursive VAR) kết hợp với phương pháp phân tách phương sai Cholesky, sử dụng các biến sai phân bậc nhất để phân tích.
Kiểm định AR Roots cho thấy không có nghiệm nào nằm ngoài vòng tròn đơn vị điều này chứng tỏ mô hình VAR là ổn định
Inverse Roots of AR Characteristic Polynomial
Hình 4.6: Kiểm định sự ổn định của mô hình VAR kênh TGHĐ (AR Roots)
Kết quả từ mô hình kênh truyền dẫn TGHĐ, được thể hiện trong Hình 4.7, cho thấy rằng một cú sốc tăng trong tỷ giá hối đoái thực hiệu dụng, làm tăng sức mua hàng hóa nước ngoài, đã dẫn đến sự giảm sản lượng từ quý 1 đến quý tiếp theo.
6 Sản lượng vẫn phản ứng tích cực với cú sốc trong cung tiền từ quý 2 đến quý 10
Kết quả này được hỗ trợ bởi lý thuyết tiền tệ, nhưng một cú sốc trong cung tiền đã dẫn đến sự gia tăng tỷ giá hối đoái thực hiệu dụng kéo dài, điều này trái ngược với lý thuyết Đối với lạm phát, sự gia tăng tỷ giá hối đoái thực hiệu dụng đã làm tăng lạm phát ngay sau một quý Ngoài ra, cung tiền cũng có tác động tương tự đến lạm phát từ quý 4 đến quý 10.
A c c umulated Res pons e of D(GDP ) to D(GDP )
A c c umulated Res pons e of D(GDP ) to D(CP I)
Ac c umulated Res pons e of D(GDP ) to D(RE ER)
A c c umulated Res pons e of D(GDP ) to D(M2)
A c c umulated Res pons e of D(CP I) to D(GDP )
A c c umulated Res pons e of D(CP I) to D(CP I)
A c c umulated Res pons e of D(CP I) to D(RE E R)
A c c umulated Res pons e of D(CP I) to D(M2)
A c c umulated Res pons e of D(RE E R) to D(GDP)
A c c umulated Res pons e of D(RE ER) to D(CP I)
A c c umulated Res pons e of D(RE E R) to D(RE E R)
A c c umulated Res pons e of D(RE E R) to D(M2)
A c c umulated Res pons e of D(M2) to D(GDP )
A c c umulated Res pons e of D(M2) to D(CP I)
A c c umulated Res pons e of D(M2) to D(REE R)
A c c umulated Res pons e of D(M2) to D(M2)
Ac c um ulat ed R es pons e to C holes k y One S D I nnov at ions ± 2 S.E.
Hình 4.7: Hàm phản ứng đ y của mô hình VAR kênh TGHĐ
Kết quả kiểm định nhân quả Granger cho thấy rằng khi đưa biến TGHĐ thực hiệu dụng vào mô hình cơ bản, cung tiền vẫn có tác động đáng kể đến sản lượng và mức giá Lạm phát cũng ảnh hưởng rõ rệt đến sản lượng và tỷ giá hối đoái thực hiệu dụng với mức ý nghĩa 1% Tuy nhiên, tỷ giá hối đoái thực hiệu dụng không có tác động đáng kể đến sản lượng và mức giá, và cung tiền không ảnh hưởng đến tỷ giá hối đoái thực hiệu dụng Điều này có thể được giải thích bởi việc NHNN duy trì chế độ tỷ giá gần như cố định, cho phép TGHĐ danh nghĩa biến động trong khoảng hẹp.
Bảng 4.12: Kết quả kiểm định nhân quả Granger của mô hình VAR kênh TGHĐ
Kiểm định nhân quả Granger Prob
Ghi chú: *, ** và *** đại diện cho mức ý nghĩa 1%, 5% và 10%
Nguồn: theo tính toán của tác giả
Kết quả phân tích phương tách của tăng trưởng GDP cho thấy tỷ giá hối đoái thực hiệu dụng có vai trò quan trọng trong việc gây ra cú sốc sản lượng Cụ thể, sau 4 quý, tỷ giá này đóng góp 15.89% vào cú sốc sản lượng.
Bảng 4.13: Kết quả phân tách phương sai D(GDP) mô hình VAR kênh TGHĐ
Giai đoạn D(GDP) D(CPI) D(REER) D(M2)
Nguồn: tính toán của tác giả
