Nghiên Cứu & Trao Đổi Nghiên cứu truyền dẫn sách tiền tệ Việt Nam TS Nguyễn Khắc Quốc Bảo Trường Đại học Kinh tế TP.HCM B ài nghiên cứu xem xét chế truyền dẫn sách tiền tệ VN tương tác biến sách tiền tệ cách sử dụng phương pháp đồng liên kết Johansen kết hợp với mơ hình vector hiệu chỉnh sai số (VECM) Mơ hình sử dụng biến giá dầu, lãi suất Mỹ đóng vai trị cú sốc khu vực ngoại sinh, biến sản lượng công nghiệp, lạm phát, cung tiền, lãi suất, tỷ giá hối đoái danh nghĩa đa phương số giá chứng khoán đại diện cho kinh tế nước Kết nghiên cứu cho thấy mức độ truyền dẫn sách tiền tệ thơng qua kênh lãi suất có ảnh hưởng lớn đến sản lượng cơng nghiệp, lạm phát thị trường chứng khốn so với kênh cịn lại Từ khố: Cơ chế truyền dẫn, sách tiền tệ, kênh lãi suất, VECM Giới thiệu Chính sách tiền tệ (CSTT) cơng cụ sách quan trọng tác động vào kinh tế nhằm kiểm soát giá ổn định kinh tế vĩ mơ Với hệ thống tài tốt thay đổi CSTT có ảnh hưởng đáng kể đến nhu cầu, từ ảnh hưởng đến giá (Gerlash & Smets, 1995; Ramaswami & Slok, 1998; Mojon & Peersman, 2001; Smets & Wouters, 2002; Ganev & cộng 2002; Norris Floerkemeir, 2006)1 Đối với VN, vấn đề nghiên cứu truyền dẫn CSTT mẻ, số lượng nghiên cứu định lượng ít, vai trò CSTT kinh tế quan trọng nên việc đo lường tác động truyền dẫn tiền tệ cần thiết Trong nghiên cứu này, Trích Rudrani & cộng (2011) tác giả tập trung làm rõ hai vấn đề là: (1) Cơ chế truyền dẫn sách tiền tệ VN diễn nào; (2) Tác động chế chủ yếu truyền dẫn thông qua kênh nào? Mục tiêu nhằm hỗ trợ cho việc lựa chọn công cụ điều hành CSTT phù hợp cho VN Để thảo luận vấn đề này, tác giả sử dụng phương pháp đồng liên kết Johansen, kết hợp với mơ hình vector hiệu chỉnh sai số (VECM) để phân tích kênh truyền dẫn sách tiền tệ tác động đến hoạt động kinh tế kiểm soát giá VN giai đoạn từ tháng 1/ 2001 đến tháng 7/ 2012 Kết nghiên cứu cho thấy thắt chặt CSTT công cụ lãi suất làm giảm sản lượng làm tăng lạm phát (hiện tượng Puzzle), mở rộng cung tiền gia tăng tỷ giá làm sản lượng gia tăng lạm phát giảm, nghiên cứu tác giả cho thấy cú sốc từ giá chứng khốn có tác động yếu đến sản lượng lạm phát Phần lại nghiên cứu trình bày sau: Phần giới thiệu tổng quan nghiên cứu trước đây, phần mô tả phương pháp nghiên cứu, phần trình bày kết phần kết luận với số hạn chế viết Tổng quan nghiên cứu trước Hầu hết nghiên cứu thực nghiệm giới tập trung đo lường tác động kênh truyền dẫn, McCarthy (2000) phân tích tác động CSTT góc độ kênh tỷ giá cách sử dụng mơ hình VAR đệ quy Số 13 (23) - Tháng 11-12/2013 PHÁT TRIỂN & HỘI NHẬP 15 Nghiên Cứu & Trao Đổi cho nước công nghiệp hóa thuộc OECD, Leon (2005) nghiên cứu tác động tín dụng biến số vĩ mơ kinh tế giai đoạn cải cách tài Úc, Heiko (2007) nghiên cứu chế truyền dẫn tiền tệ Thái Lan dựa mơ hình VAR Ở VN, nghiên cứu truyền dẫn CSTT mẻ, đa phần tập trung vào kênh tỷ giá sử dụng phương pháp VAR Võ Văn Minh (2009), Bạch Thị Phương Thảo (2011), Trần Ngọc Thơ & cộng (2012), Nguyễn Thị Ngọc Trang & cộng (2012) Trong nghiên cứu này, tác giả nghiên cứu tổng hòa kênh truyền dẫn CSTT tác động đến sản lượng lạm phát Bảng 1: Kiểm định đồng liên kết Date: 03/19/13 Time: 21:39 Sample: 2001M01 2012M07 Included observations: 137 Series: OIL US_INTEREST VN_IP CPI M2 INTEREST NEER SHARE Lags interval: to Selected (0.05 level*) Number of Cointegrating Relations by Model Data Trend: Test Type Trace Max-Eig None No Intercept No Trend 3 None Intercept No Trend 4 Linear Intercept Trend Quadratic Intercept Trend *Critical values based on MacKinnon-Haug-Michelis (1999) Reserve System), Tổng cục Thống kê (GSO) Biến giá dầu lãi suất Fed đại diện cho khu vực ngoại sinh, biến lại đại diện cho kinh tế nội địa VN - Giá dầu (OIL): Giá dầu Mơ hình nghiên cứu mơ tả giới giao Brent (USD/ thùng) liệu (Nguồn: U.S Department of Nghiên cứu áp dụng mơ hình Energy) vector hiệu chỉnh sai số (VECM) - Lãi suất Fed (US_ có dạng sau: INTEREST) (Nguồn: Board of ∆yt = Πyt-1+ Γ1∆yt-1+ ··· + Governors of the Federal Reserve Γp-1∆yt-p+1 + ut System) = αβ’yt-1 + Γ1∆yt-1+ ··· + - Sản lượng công nghiệp VN Γp-1∆yt-p+1 + ut (VN_IP): Được sử dụng để đại Trong yt vector (K × 1) diện cho GDP VN GDP K biến thời điểm t; ut vector VN không thống kê theo nhiễu trắng (K × 1); Π ma trận tháng (Nguồn: GSO) suy biến với Π = αβ’ với α ma - Chỉ số giá tiêu dùng (CPI): trận tham số hiệu chỉnh (K × r) cho CPI index (Nguồn: IMF) ta biết tốc độ điều chỉnh trạng - Lượng cung tiền (M2) (Nguồn: thái cân bằng, β vector đồng liên IMF) kết (K × r) biểu thị mối quan hệ dài - Lãi suất kì hạn tháng hạn biến; Πyt-1 gọi (INTEREST): Lãi suất tiền gửi phần hiệu chỉnh sai số; Γi gọi tháng (Nguồn: IMF) ma trận hệ số ngắn hạn - Tỉ giá hối đoái danh nghĩa đa giả định khác (Lutkepolh, chương phương (NEER): Được tính tốn 6, 2005) theo tỉ trọng thương mại 10 Dữ liệu thu thập nước có giao thương lớn với tháng, lấy từ Thống kê tài VN, bao gồm Úc, Hồng Kơng, quốc tế IMF (IFS), Cục Trung Quốc, Đức, Nhật, Thái Lan, lượng Mỹ (U.S Department of Mỹ, Singapore, Malaysia, Hàn Energy), Hệ thống dự trữ liên bang Quốc (Nguồn: IMF Tác giả tự tính (Board of Governors of the Federal 16 Linear Intercept No Trend PHÁT TRIỂN & HỘI NHẬP Số 13 (23) - Tháng 11-12/2013 toán) - Chỉ số giá chứng khoán (SHARE) (Nguồn: IMF) Các biến dạng logarithm trừ lãi suất Fed lãi suất kì hạn tháng VN Ngồi biến Sản lượng công nghiệp VN, Chỉ số giá tiêu dùng, Lượng cung tiền Chỉ số giá chứng khoán hiệu chỉnh vụ mùa (Phương pháp Census X12) Các kiểm định ban đầu Dựa phương pháp ADF, PP, KPSS, tác giả nhận thấy sản lượng công nghiệp lãi suất kì hạn tháng dừng chuỗi gốc, biến khác dừng sai phân bậc Với độ trễ tìm từ phương pháp AIC, SC, HQ,…, tác giả tìm quan hệ đồng liên kết Johansen (Bảng 1) Do có biến dừng tập liệu nên theo Felix cộng (2000) hạng ma trận П tăng lên tương ứng với số biến dừng Ơng tìm số phương trình đồng liên kết cách lấy số quan hệ đồng liên kết theo phương pháp Johansen trừ (-) số biến dừng Theo cách tính tác giả có phương trình đồng liên kết biểu thị mối quan hệ cân dài hạn biến Nghiên Cứu & Trao Đổi Hình 1: Kiểm định tính ổn định mơ hình Bảng 2: Kiểm định nhân Granger STT Inverse Roots of AR Characteristic Polynomial 1.5 1.0 0.5 0.0 -0.5 -1.0 -1.5 -1.5 -1.0 -0.5 0.0 0.5 1.0 1.5 Sử dụng kiểm định AR root, tác giả nhận thấy mô hình VECM ổn định (Hình 1) Ngồi kiểm định nhân Granger tác giả nhận thấy hoàn toàn khơng có mối quan hệ nhân hai chiều xảy (xét mức ý nghĩa 10%) Trong đó, tỉ giá có nhiều quan hệ nhân với biến nội địa khác ngoại trừ giá chứng khoán (Bảng 2) Kết mơ hình VECM Sau chạy mơ hình VECM tác giả thu phương trình đồng liên kết với hệ số phương trình đồng liên kết chuẩn hóa theo giá dầu (OIL) lãi suất Mỹ (US_ INTEREST): GIẢ THUYẾT Ho Xác suất OIL does not Granger cause OIL 10 US_INTEREST does not Granger cause US_INTEREST 17 OIL does not Granger cause VN_IP 0.0755 19 VN_IP does not Granger cause VN_IP 0.0007 23 NEER does not Granger cause VN_IP 0.0144 26 US_INTEREST does not Granger cause CPI 0.0009 28 CPI does not Granger cause CPI 31 NEER does not Granger cause CPI 36 CPI does not Granger cause M2 0.0295 37 M2 does not Granger cause M2 39 NEER does not Granger cause M2 0.0464 44 CPI does not Granger cause INTEREST 0.0008 46 INTEREST does not Granger cause INTEREST 54 INTEREST does not Granger cause NEER 0.0186 55 NEER does not Granger cause NEER 62 INTEREST does not Granger cause SHARE 0.0952 64 SHARE does not Granger cause SHARE Nguồn: Tác giả tổng hợp Mối quan hệ cân dài hạn biến không đơn hệ số phương trình đồng liên kết biến thay đổi có ảnh hưởng lên biến khác bên cạnh biến quan sát biến có ảnh hưởng đến biến quan sát (Lutkepohl, 2005) Do đó, tác giả tiến hành phân tích hàm phản ứng xung để có nhìn tổng quan mối quan hệ cân dài hạn biến phần sau Ngồi ra, tác giả có hệ số biểu thị tốc độ điều chỉnh trạng thái cân sau: Tác giả thấy tình trạng cân hệ thống hiệu chỉnh trạng thái cân với tốc độ tương ứng phương trình đồng liên kết thứ thứ hai 7.9492% 0.8717% tháng thay đổi sản lượng công nghiệp; 0.5748% 0.0809% tháng Bảng 3: Phương trình đồng liên kết Co integrating Eq: OIL(-1) US_ INTEREST (-1) CointEq1 1.000000 0.000000 CointEq2 0.000000 1.000000 VN_IP(-1) CPI(-1) M2(-1) INTEREST (-1) NEER(-1) SHARE(-1) C 70.27700 -9.02229 -10.11916 6.794425 0.076226 5.390624 -0.474573 (0.97699) (1.64988) (0.80089) (0.03511) (1.29102) (0.15139) [-9.23482] [-6.13329] [ 8.48354] [ 2.17106] [ 4.17546] [-3.13487] -49.2237 -23.79909 32.47866 -0.191558 22.34076 -4.927555 (6.42671) (10.8531) (5.26837) (0.23096) (8.49249) (0.99583) [-7.65923] [-2.19285] [ 6.16484] [-0.82941] [ 2.63065] [-4.94820] 460.5399 * (độ lệch chuẩn) [thống kê t] Số 13 (23) - Tháng 11-12/2013 PHÁT TRIỂN & HỘI NHẬP 17 Nghiên Cứu & Trao Đổi Bảng 4: Hệ số biểu diễn tốc độ điều chỉnh cân Error Correction: CointEq1 CointEq2 D(OIL) D(US_INTEREST) D(CPI) D(M2) D(INTEREST) D(NEER) D(SHARE) -0.089172 0.011749 0.079492 0.005748 0.006301 -0.584373 0.003200 -0.018896 (0.02726) (0.04437) (0.02373) (0.00146) (0.00394) (0.19283) (0.00524) (0.03367) [-3.27164] [ 0.26480] [ 3.34959] [ 3.93995] [ 1.59927] [-3.03051] [ 0.61080] [-0.56123] 0.017195 0.003940 0.008717 -0.000809 -0.001614 0.112923 -0.000671 0.007320 (0.00466) (0.00759) (0.00406) (0.00025) (0.00067) (0.03300) (0.00090) (0.00576) [ 3.68658] [ 0.51896] [ 2.14637] [-3.24041] [-2.39331] [ 3.42212] [-0.74789] [ 1.27042] * (độ lệch chuẩn) [thống kê t] nhờ vào thay đổi số giá tiêu dùng; 1.8899% 0.7320% tháng từ biến động giá chứng khoán Hệ số âm hay dương cho ta biết điều chỉnh giảm hay tăng % có cú sốc xảy làm hệ thống mức cân Tương tự nhận xét trường hợp lại Sau tác giả tiến hành phân tích tác động biến tỉ giá, lãi suất, cung tiền giá chứng khoán lên biến khác dạng hàm phản ứng xung phân rã phương sai 5.1 Hàm phản ứng xung Tác giả tiến hành phân tích hàm phản ứng xung dựa vào trật tự biến (Trần Ngọc Thơ & cộng sự, 2012; Leon, 2005) với cú sốc độ lệch chuẩn chuẩn hóa 1% theo McCathy (2000): Trật tự 1: OIL, US_ INTEREST, VN_IP, CPI, M2, INTEREST, NEER, SHARE Trật tự 2: OIL, US_ INTEREST, VN_IP, M2, INTEREST, NEER, CPI, SHARE Trật tự 3: OIL, US_ INTEREST, VN_IP, M2, CPI, INTEREST, NEER, SHARE Khi thực ba trật tự biến trên, tác giả khơng tìm thấy khác biệt đáng kể trật tự Do đó, tác giả trình bày 18 D(VN_IP) Hình 2: Phản ứng sản lượng cơng nghiệp trước cú sốc tỉ giá, lãi suất, cung tiền giá chứng khoán kết trật tự thứ 5.1.1 Phản ứng sản lượng công nghiệp trước cú sốc tỉ giá, lãi suất, cung tiền giá chứng khoán Trước cú sốc 1% tỉ giá, sản lượng công nghiệp phản ứng giảm mạnh, âm 0.5230% vào tháng thứ Sang tháng thứ 3, sản lượng công nghiệp tăng đột ngột, chạm mức 0.5239% từ từ vào ổn định Lượng cung tiền mở rộng thúc đẩy sản xuất phát triển, sản lượng công nghiệp tăng nhanh khoảng 2-3 tháng đầu (đạt đỉnh mức 0.9353%) sau dần ổn định Giá chứng khốn tăng 1% có tác động âm đến sản lượng công nghiệp Sản lượng phản ứng giảm âm 0.0835% vào tháng thứ dần ổn định Phản ứng hồn tồn ngược với lí thuyết Tobin’Q2 ngược với hiệu Trích Minskin (2004) PHÁT TRIỂN & HỘI NHẬP Số 13 (23) - Tháng 11-12/2013 ứng giá trị tài sản3 Lãi suất gia tăng 1% làm sản lượng đạt mốc 0.9595% vào tháng thứ sau cú sốc, sau quay đầu giảm mạnh Hiện tượng Output Puzzle xuất kéo dài khoảng đến tháng 5.1.2 Phản ứng lạm phát trước cú sốc tỉ giá, lãi suất, cung tiền giá chứng khoán Tỉ giá tăng 1% làm lạm phát phản ứng tăng 0.3373% sau 12 tháng sản lượng công nghiệp phản ứng mức 0.1928% sau 12 tháng Như NHNN cần trọng vào việc quản lí biến động tỉ giá hối đối không khiến cho mức gia tăng sản lượng cơng nghiệp bị hấp thu hồn tồn gia tăng lạm phát đồng VND giảm giá Hiện tượng Price Puzzle xuất Trước cú sốc 1% lãi suất, lạm phát tăng 1.0132% sau Trích Minskin (2004) Nghiên Cứu & Trao Đổi Hình 3: Phản ứng lạm phát trước cú sốc tỉ giá, lãi suất, cung tiền giá chứng khốn Hình 4: Phản ứng giá chứng khoán trước cú sốc tỉ giá, lãi suất, cung tiền giá chứng khoán 12 tháng Trần Ngọc Thơ & cộng (2012) phát tượng gần biến sau WTO, hàm ý NHNN kiểm soát lạm phát hiệu công cụ lãi suất sau VN gia nhập WTO Khi mở rộng lượng cung tiền 1%, lạm phát phản ứng giảm khơng đáng kể sau tăng lên mức 0.1018% sau 12 tháng Theo Le Viet Hung & Wade D Pfau (2008) tượng tượng Sticky Price phổ biến kinh tế học Chỉ số giá chứng khốn có quan hệ chiều với lạm phát lại có quan hệ ngược chiều với sản lượng Hàm ý sức mạnh tài nâng cao, doanh nghiệp nhập máy móc, nguyên liệu để mở rộng quy mô sản xuất; cá nhân, hộ gia đình tiêu dùng hàng nhập (tâm lí sính ngoại); dẫn đến lạm phát gia tăng nhập siêu làm sản lượng nước sụt giảm Trần Ngọc Thơ & cộng (2012) theo thống kê thấy phần lớn tổng lượng nhập VN hàng tư liệu sản xuất giai đoạn 1999-2010 5.1.3 Phản ứng giá chứng khoán trước cú sốc tỉ giá, lãi suất, Nguyễn Thị Ngọc Trang & cộng (2012) cung tiền giá chứng khoán Trước cú sốc tỉ giá, giá chứng khoán tăng 0.0852% tháng sau giảm dần Lãi suất gia tăng 1% khiến giá chứng khoán giảm lập tức, âm 1.1232% tháng âm 7.3057% sau 12 tháng Sellin (2001) giải thích tượng lãi suất gia tăng làm chậm lại phần hoạt động kinh tế, dẫn đến sụt giá chứng khoán Giá chứng khoán phản ứng tăng có cú sốc 1% cung tiền, đạt mức 1.2201% vào tháng thứ sau giảm dần Phản ứng giảm dần giá chứng khốn giải thích lượng cung tiền nhiều tăng áp lực lạm phát kì vọng, dẫn đến lãi suất tăng kết cục làm mức giá chứng khoán giảm (Yu Hsing, 2011) 5.1.4 Phản ứng lãi suất trước cú sốc tỉ giá, lãi suất, cung tiền giá chứng khoán Trước cú sốc 1% tỉ giá, lãi suất phản ứng lại cách sụt giảm âm 0.0079% tháng thứ sau tăng liên tục tháng (đạt mốc 0.1286%) giảm nhẹ dần Trong gia tăng 1% cung tiền làm lãi suất gia tăng 0.0427% vào tháng thứ Lãi suất giảm âm 0.0104% sau 12 tháng xảy cú sốc 1% giá chứng khoán 5.1.5 Phản ứng cung tiền trước cú sốc tỉ giá, lãi suất, cung tiền giá chứng khoán Đối với cú sốc 1% giá chứng khoán, cung tiền tăng ổn định chạm mốc 0.0346% sau 12 tháng Tỉ giá tăng % làm cung tiền phản ứng giảm tháng đầu sau ổn định, phản ứng đạt mức âm 0.2608% sau 12 tháng Cung tiền có phản ứng Số 13 (23) - Tháng 11-12/2013 PHÁT TRIỂN & HỘI NHẬP 19 Nghiên Cứu & Trao Đổi Hình 5: Phản ứng lãi suất trước cú sốc tỉ giá, lãi suất, cung tiền giá chứng khốn Hình 6: Phản ứng cung tiền trước cú sốc tỉ giá, lãi suất, cung tiền giá chứng khốn Hình 7: Phản ứng tỉ giá trước cú sốc tỉ giá, lãi suất, cung tiền giá chứng khoán 20 PHÁT TRIỂN & HỘI NHẬP Số 13 (23) - Tháng 11-12/2013 mạnh cú sốc 1% lãi suất Cụ thể cung tiền giảm nhanh mức âm 0.4946% tháng thứ hai đạt mức âm 0.6641% sau 12 tháng 5.1.6 Phản ứng tỉ giá trước cú sốc tỉ giá, lãi suất, cung tiền giá chứng khoán Tác giả nhận thấy tỉ giá lãi suất tuân theo lí thuyết kinh doanh chênh lệch lãi suất khơng phịng ngừa (UIP) Trước cú sốc 1% cung tiền, tỉ giá sụt giảm âm 0.0129% vào tháng thứ tăng lên dần Tỉ giá phản ứng trước cú sốc 1% tỉ giá, lãi suất cung tiền tương ứng 0.9175%, 0.4520% 0.0312% Đối với cú sốc giá chứng khốn tỷ giá có phản ứng tăng liên tục, đạt mức 0.0175% sau 12 tháng 5.2 Phân rã phương sai Phần tác giả tiến hành giải thích mức độ biến động phương sai sai số dự báo biến nội địa tác động cú sốc tất biến mô hình 3, 6, 12 giai đoạn (Bảng 5) Tác giả nhận thấy tác động tỉ giá đến sản lượng ổn định cung tiền, giá chứng khoán, giá dầu lãi suất Mỹ có ảnh hưởng tăng dần đến sản lượng Lạm phát chịu ảnh hưởng lớn từ thay đổi giá dầu (khoảng 28.7%) đòi hỏi việc thực quản lí nhập xăng dầu cần hiệu Lạm phát tác động ngày nhiều đến cung tiền lãi suất (tương ứng khoảng 14.55% 34.3%) Lãi suất Mỹ gia tăng ảnh hưởng lên lượng cung tiền VN (khoảng 3.83%) giá chứng khoán (khoảng 10.3%) Mức ảnh hưởng Nghiên Cứu & Trao Đổi giá dầu đến tỉ giá tăng theo thời gian (khoảng 8.56%) Khi tiến hành phân rã phương sai số dự báo, tác giả thấy vai trò biến khu vực ngoại sinh (giá dầu lãi suất Mỹ) ngày quan trọng kinh tế VN Lạm phát, lãi suất tỉ giá biến nội địa gây nhiều ảnh hưởng đến biến vĩ mô khác Đây lí mà việc ổn định giá cả, lãi suất tỉ giá nằm mục tiêu hàng đầu Ngân hàng Nhà nước VN Kết luận Bảng 5: Phân rã phương sai Phân rã phương sai Cú sốc Thời kì dự báo (tháng) VN_IP Phần trăm phương sai sai số dự báo CPI M2 INTEREST NEER SHARE 1.369328 21.1755 0.462259 18.83888 6.994143 0.096642 2.161099 28.07116 0.19972 20.25959 7.322907 0.337059 2.214211 31.77569 0.141407 19.21962 8.384998 1.985503 12 2.115721 33.81584 0.150933 18.26205 9.40258 4.352431 US_ INTEREST 1.368695 5.625826 1.19686 0.276739 0.076358 2.723624 1.75659 7.447823 3.068368 0.215769 0.140087 7.703079 3.202972 7.163244 4.879905 0.141824 0.147296 11.0409 12 4.973736 6.593965 6.177692 0.112275 0.137172 12.78458 VN_IP 88.71778 3.193446 1.062133 0.143399 0.729836 0.737921 79.87429 3.357892 2.175757 1.133754 0.676578 1.346903 71.39176 3.182577 2.471368 1.71385 0.654427 1.560499 12 63.94638 3.133725 2.525803 1.912165 0.675193 1.480687 CPI 1.056935 62.72458 8.461857 25.60357 1.427921 0.406724 3.462957 48.57094 14.84831 34.34151 2.089002 0.721177 6.745251 42.63226 16.90174 37.76135 2.089451 1.65642 12 9.897475 39.68172 18.00447 39.50735 1.916197 2.891455 M2 3.158956 0.004176 82.39754 0.234034 0.317613 0.891587 5.598522 0.102517 69.96284 0.099482 0.161815 0.692676 7.163651 0.217657 64.59354 0.071468 0.11846 0.458054 12 8.197277 0.283845 61.45339 0.064072 0.100626 0.325992 0.507514 1.750298 3.295807 54.74157 2.721829 0.106819 0.549428 4.642956 3.60233 42.63715 1.982951 0.518616 0.675043 6.510338 3.640045 39.00131 2.026649 1.846071 12 0.878378 7.532897 3.836891 37.67459 2.175648 3.298642 2.120651 5.242379 1.510332 0.160301 87.54616 0.004856 2.443512 6.958551 3.332611 1.278456 87.26625 0.005056 2.633808 7.165441 4.066777 1.903602 86.01859 0.042912 12 2.663165 7.264424 4.379518 2.111329 84.86582 0.159846 1.700137 0.283795 1.613212 0.001508 0.186137 95.03183 4.153607 0.848162 2.810059 0.034286 0.360411 88.67543 5.973305 1.352798 3.305218 0.18698 0.560125 81.40964 12 7.327867 1.693587 3.471307 0.356168 0.726765 74.70637 OIL Khi so sánh với trường hợp thắt chặt CSTT (lãi suất tăng), tác giả nhận thấy INTEREST giai đoạn NHNN nên bơm thêm vốn cho kinh tế Tuy nhiên, NEER mở rộng lượng cung tiền nhiều khiến số giá chứng khốn sụt giảm Sau 12 tháng mức SHARE lợi ích đạt từ sản lượng công nghiệp gia tăng (0.1928%) bị xói mịn hồn tồn mức gia tăng lạm phát (0.3373%) giảm giá nội tệ 1%, đòi hỏi việc điều hành tỉ giá hiệu Giá chứng khốn tăng 1%, sản lượng cơng nghiệp âm 0.0772%, lạm phát tăng 0.0288% sau 12 tháng, điều giải thích thơng qua tượng nhập siêu Tác giả nhận thấy mức độ truyền dẫn CSTT thơng qua kênh lãi suất có ảnh hưởng lớn đến sản lượng công nghiệp, lạm phát giá chứng khốn so với kênh cịn lại NHNN nên tập trung quản lí lãi suất tạo mơi trường làm ăn thuận lợi cho doanh nghiệp kích thích tiêu dùng đầu tư người dânl Số 13 (23) - Tháng 11-12/2013 PHÁT TRIỂN & HỘI NHẬP 21 Nghiên Cứu & Trao Đổi TÀI LIỆU THAM KHẢO Aaron, T., & Frank, W (2002), The Credit Channel in Middle Income Countries, NBER Working Paper Ca’ Zorzi, M., et al (2007), Exchange Rate Pass-Through in Emerging Markets, European Central Bank Working Paper Charles, G & Boris, H (2001), Asset Prices, Financial Conditions, and the Transmission of Monetary Policy, Stanford University Daniel, L., & Marco, R (2002), Exchange rate Pass-Through in Turkey, IMF Working Paper Đào Hùng & cộng (2012), Nhìn lại sách tiền tệ (2011-2012) gợi ý sách tiền tệ năm tiếp theo, Nhóm nghiên cứu Học viện Chính sách Phát triển Felix, P H., & Michael, S., (2002), Exchange Rate Pass-Through to Consumer Prices: A European Perspective, Centre for European Economic Research Frank, H (2011), A VECM Evaluation of Monetary Transmission in Uzbekistan, Institute of Forecasting and Macroeconomic Research Department of Monetary Economics Hakan, B., & Nergiz, N., D (2008), “Measuring the Effects of Monetary Policy for Turkey”, Journal of Economic Cooperation Heiko, H (2007), Monetary Policy, Structural Break, and the Monetary Transmission Mechanism in Thailand, World Bank Policy Research Working Paper Ito, T., & Sato, K., (2006), Exchange Rate Changes and Inflation in Post-Crisis Asian Economies: VAR Analysis of the 22 Exchange Rate Pass-Through, National Bureau of Economic Research Karrar, H., (2009), Monetary Policy Channels of Pakistan and Their Impact on Real GDP and Inflation, Center for International Development at Harvard University Laeven, L & Tong, H (2010), U.S Monetary Shocks and Global Stock Price, IMF Working Paper Le Viet Hung & Wade D Pfau (2008), “VAR Analysis of the Monetary Transmission Mechanism in Vietnam”, Applied Econometrics and International Development Leon, B., (2005), Credit and Monetary Policy: An Australian SVAR, Economic Research Department Reserve Bank of Australia Lutke-pohl, H (2005), New Introduction to Multiple Time Series Analysis, Springer, Berlin Lutke-pohl, H (2011), Vector Autoregressive Models, EUI working papers Lutke-pohl, H (2007), Economics Analysis with Vector Autoregressive Models, EUI working papers McCathy, J (2000), Pass-Through of Exchange Rates and Import Prices to Domestic Inflation in Some Industrialized Economies, Research Department Federal Reserve Bank of New York Minskin, F S., (1996), The Channels of Monetary Transmission: Lessons for Monetary Policy, NBER Working Paper Minskin, F S., (2004), The Economics of Money, Banking and Financial Markets, 7th Edition, Pearson, the Addison Wesley PHÁT TRIỂN & HỘI NHẬP Số 13 (23) - Tháng 11-12/2013 Mosconi & Giannini, (1992), “Non-Causality in Cointegrated System: Representation Estimation and Testing”, Oxford Bulletin of Economics and Stastistics Mohanty, M., S., & Phillip, T (2008), “Monetary Policy Transmission in Emerging Market Economies: What is New? ”, BIS Papers No 35 Nguyễn Phi Lân (2010), “Cơ chế truyền dẫn tiền tệ góc độ phân tích định lượng”, Tạp chí Ngân hàng Nguyễn Quan Dong (2010), Phân tích chuỗi thời gian tài chính, Khoa Tốn kinh tế, Trường Đại học Kinh tế Quốc dân, NXB Khoa học kỹ thuật Nguyễn Thị Ngọc Trang & Lục Văn Cường (2012), “Sự Chuyển Dịch Tỷ Giá Hối Đoái Vào Các Mức Giá Tại VN”, Tạp chí Phát triển & hội nhập Oliver, H., et al (2001), Bank Lending and Monetary Policy Transmission: A VECM Analysis for Germany Rudrani, B., et al (2011), Monetary Policy Transmission in an Emerging Market Setting, IMF Working Paper Sellin, P., (2001), “Monetary Policy and the Stock Market: Theory and Empirical Evidence”, Journal of Economic Surveys Soyoung, K., & Nouriel, R (2000) “Exchange Rate Anomalies in the Industrial Countries: A Solution with A Structural VAR Approach”, Journal of Monetary Economics 45 (2000) 561586 Trần Ngọc Thơ & cộng (2012), Tác động truyền dẫn tiền tệ VN, Trường Đại học Kinh tế TP.HCM Verbeek, M., (2004), A Guide to Modern Econometrics, Edition 2, New York: John Wiley & Sons Vo Van Minh, (2009), Exchange Rate PassThrough and Its Implications for Inflation in Vietnam, Vietnam Development Forum Yu Hsing, (2011), “Effects of Macroeconomic Variables on the Stock Market: The Case of the Czech Republic”, Theoretical and Applied Economics ... Nguồn: Tác giả tổng hợp Mối quan hệ cân dài hạn biến không đơn hệ số phương trình đồng liên kết biến thay đổi có ảnh hưởng lên biến khác bên cạnh biến quan sát biến có ảnh hưởng đến biến quan sát (Lutkepohl,... trạng thái cân với tốc độ tương ứng phương trình đồng liên kết thứ thứ hai 7.9492% 0.8717% tháng thay đổi sản lượng công nghiệp; 0.5748% 0.0809% tháng Bảng 3: Phương trình đồng liên kết Co integrating... 2.14637] [-3.24041] [-2.39331] [ 3.42212] [-0.74789] [ 1.27042] * (độ lệch chuẩn) [thống kê t] nhờ vào thay đổi số giá tiêu dùng; 1.8899% 0.7320% tháng từ biến động giá chứng khoán Hệ số âm hay dương