Giới thiệu
Chính sách tiền tệ đóng vai trò quan trọng trong việc điều hành kinh tế của ngân hàng trung ương, vì vậy việc hiểu các kênh truyền dẫn của chính sách này là rất cần thiết Theo lý thuyết tiền tệ, sự gia tăng cung tiền sẽ dẫn đến tăng tổng cầu, từ đó thúc đẩy tổng sản lượng kinh tế thông qua nhiều kênh khác nhau 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 một số nghiên cứu trước đây, nổi bật nhất là nghiên cứu của Taylor (1995), trong đó ông đề xuất một khuôn khổ thực nghiệm và đưa ra các gợi ý chính sách Số lượng nghiên cứu thực nghiệm về cơ chế này ngày càng tăng, chủ yếu tập trung vào chính sách tiền tệ tại Mỹ, như trong nghiên cứu của Poddar, Sab và Khantrachyan (2006) Hiện nay, nhiều tác giả cũng áp dụng quy trình tương tự để phân tích chính sách tại 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 phân tích của Poddar, Sab và Khatrachyan (2006) về cơ chế lan truyền tiền tệ tại Jordan, đã cung cấp cái nhìn sâu sắc về ảnh hưởng của 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 Những cơ chế này thay đổi giữa các quốc gia do đặc điểm luật lệ và cấu trúc tài chính riêng Ông cũng nhấn mạnh rằng ngân hàng trung ương ở các nền kinh tế mới nổi thường đặt mục tiêu ổn định tỷ giá hối đoái Với thị trường tài chính chưa phát triển, việc can thiệp của ngân hàng trung ương là cần thiết để duy trì sự ổn định của tỷ giá Do đó, để hiểu rõ hơn về cơ chế truyền dẫn của 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 nghiên cứu vĩ mô hiện nay chú trọng vào cơ chế truyền dẫn của chính sách tiền tệ Việc phân tích các kênh truyền dẫn này trở nên cần thiết do sự đa dạng và phức tạp của chúng, gây khó khăn trong việc điều hành chính sách Thống kê từ Mohanty và Phillip cũng hỗ trợ cho nhận định này.
Từ năm 2008, các nền kinh tế mới nổi chủ yếu sử dụng các 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 của các quốc gia này thiết lập lãi suất ngắn hạn, được gọi là lãi suất chính sách, và cho phép thị trường tự do điều chỉnh các mức lãi suất khác nhau Nghiên cứu cho thấy sự gia tăng hội nhập tài chính với nền kinh tế toàn cầu đã tạo ra những thách thức cho việc điều hành chính sách tiền tệ ở các nền kinh tế mới nổi, chủ yếu do sự kém phát triển của thị trường tài chính và các định chế tài chính Một hệ thống tài chính vững mạnh sẽ giúp các thay đổi trong chính sách tiền tệ có tác động lớn 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) đã 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) 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 xem xét hai kênh truyền dẫn là tỷ giá hối đoái và kênh lãi suất truyền thống 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), trong 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 còn chưa chặt chẽ, khiến tác động qua kênh lãi suất gặp nhiều bất cập Chính sách tiền tệ chủ yếu tác động thông qua kênh cung ứng tiền và tín dụng, phản ánh sự chưa phát triển của thị trường tài chính Việt Nam và những hạn chế của hệ thống ngân hàng thương mại Nền kinh tế cũng đang bị đô la hóa một phần và trong quá trình chuyển đổi, hội nhập quốc tế Gần đây, tác động của kênh tín dụng có xu hướng giảm, trong khi đó kênh tỷ giá ngày càng mạnh mẽ 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 tác động của chính sách tiền tệ đến nền kinh tế, bao gồm các cú sốc bên ngoài Để đánh giá hiệu quả của từng kênh truyền dẫn như kênh lãi suất, kênh tỷ giá hối đoái, kênh tín dụng ngân hàng và kênh giá chứng khoán, tác giả mở rộng mô hình VAR cơ bản bằng các biến đại diện phù hợp Nghiên cứu được thực hiện từ quý 3 năm 2000 đến quý 2 năm 2013, sau khi thị trường chứng khoán Việt Nam chính thức 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 tích hợp vào mô hình cơ bản để kiểm tra tác động của kênh lãi suất, kết quả cho thấy cung tiền vẫn có ảnh hưởng đáng kể đến sản lượng và mức giá Lãi suất thực không chỉ tác động đến lạm phát mà còn có mức độ ảnh hưởng mạnh mẽ, với cú sốc từ lãi suất thực đóng góp 12,23% vào cú sốc lạm phát sau 4 quý.
Cung tiền có tác động quan trọng đến sản lượng và lạm phát trong kênh tỷ giá hối đoái Trong dài hạn, cú sốc cung tiền có thể giải thích tới 31.91% sự thay đổi trong lạm phát, trong khi tỷ giá hối đoái chỉ giải thích 36.76% nhưng không có ý nghĩa thống kê Bên cạnh đó, kênh truyền dẫn tỷ giá cũng cho thấy hiện tượng "real exchange rate puzzle" khi cung tiền tăng, dẫn đến việc tỷ giá thực (reer) gia tăng và kéo dài.
Tín dụng có ảnh hưởng đáng kể đến sản lượng và cung tiền trong kênh tín dụng Cung tiền tiếp tục tác động đến lạm phát và sản lượng, trong khi lạm phát cũng bị ảnh hưởng bởi tổng cầu (GDP).
Kênh truyền dẫn cuối cùng được xác định là kênh giá chứng khoán, cho phép đo lường tác động của nó đến nền kinh tế thông qua chỉ số giá chứng khoán Kết quả nghiên cứu cho thấy 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 có điểm mới là 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 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 cùng với dữ liệu được sử dụng trong nghiên cứu.
4 mô tả các kết quả nghiên cứu và cuối cùng là kết luận h
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 trong việc điều hành nền kinh tế Hiểu rõ các kênh truyền dẫn của chính sách tiền tệ là cần thiết cho mọi ngân hàng trung ương Theo lý thuyết tiền tệ, sự gia tăng cung tiền dẫn đến tăng tổng cầu, từ đó tăng tổng sản lượng kinh tế qua các kênh như lãi suất, tín dụng, tỷ giá hối đoái và 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, trong khi 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 chi đầu tư (I) này dẫn đến tăng tổng cầu và sản lượng (Y).
Lãi suất thực, không phải lãi suất danh nghĩa, là yếu tố quan trọng ảnh hưởng đến quyết định 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 có thể ảnh hưởng đến lãi suất thực ngắn hạn và dài hạn, với giá cả cứng nhắc là yếu tố then chốt Khi mở rộng tiền tệ, lãi suất danh nghĩa giảm, dẫn đến lãi suất thực cũng giảm Theo lý thuyết kỳ vọng hợp lý, lãi suất dài hạn sẽ phản ánh trung bình lãi suất ngắn hạn trong tương lai, do đó lãi suất thực ngắn hạn thấp hơn sẽ kéo theo lãi suất thực dài hạn giảm Những lãi suất thực thấp hơn thúc đẩy đầu tư vào tài sản cố định, nhà ở, chi tiêu hàng hóa lâu bền và đầu tư hàng tồn kho, từ đó làm tăng tổng sản lượng.
Lãi suất thực, chứ không phải lãi suất danh nghĩa, ảnh hưởng đến chi tiêu và tạo ra cơ chế quan trọng cho chính sách tiền tệ trong việc kích thích nền kinh tế, ngay cả khi lãi suất danh nghĩa ở mức zero trong giai đoạn giảm phát Khi lãi suất danh nghĩa bằng không, việc mở rộng cung tiền (M tăng) có thể dẫn đến tăng mức giá kỳ vọng (P e tăng), làm tăng lạm phát kỳ vọng và giảm lãi suất thực (i r giảm) Cơ chế này cho thấy lãi suất thực là yếu tố then chốt trong việc truyền dẫn chính sách tiền tệ.
Cơ chế này cho thấy chính sách tiền tệ vẫn có hiệu lực ngay cả khi lãi suất danh nghĩa bằng không Điều này là trọng tâm của cuộc tranh luận giữa các nhà kinh tế theo chủ thuyết tiền tệ, lý giải tại sao kinh tế Mỹ không rơi vào bẫy thanh khoản trong Đại Suy thoái và vì 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 đáng kể đến chi tiêu đầu tư và tiêu dùng, làm cho kênh truyền dẫn lãi suất trở thành một công cụ mạnh mẽ trong chính sách tiền tệ 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 đưa ra quan điểm trái ngược Các nghiên cứu thực nghiệm gặp khó khăn trong việc xác định rõ ràng hiệu ứng của lãi suất, từ đó khuyến khích các nhà kinh tế chuyển hướng sang nghiên cứu các kênh truyền dẫn khác, đặc biệt là kênh truyền dẫn 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 xuất phát từ dòng vốn chảy vào hoặc ra nền kinh tế do thay đổi 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 hàng hóa, bao gồm giá hàng hóa tiêu dùng và hàng hóa trung gian nhập khẩu Ngoài ra, nó còn 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 truyền dẫn của tỷ giá hối đoái đến giá cả nền kinh tế, đặc biệt tại các nền kinh tế chuyển đổi Chẳng hạn, nghiên cứu của Besimi và cộng sự (2006) cho thấy sự giảm giá 1% so với Euro dẫn đến mức giá tăng 0.40% Tương tự, Bilmeier và Bonato (2002) ghi nhận tác động này ở Croatia dao động từ 0.33 đến 0.40 tùy thuộc vào chỉ số giá Nghiên cứu của Coricelli và cộng sự (2006) trên 13 quốc gia châu Âu cho thấy tác động truyền dẫn tỷ giá hối đoái khác nhau giữa các chỉ số giá tiêu dùng, giá sản xuất và giá nhập khẩu Đặc biệt, tác động này cao hơn ở các quốc gia đang phát triển và có xu hướng giảm 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 so với tài sản bằng ngoại tệ, dẫn đến sự giảm giá của nội tệ (E) Sự giảm giá này khiến 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 thông qua 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 tăng cường đầu tư vào trang thiết bị Ngược lại, nếu q thấp, công ty sẽ hạn chế đầu tư do giá trị thị trường thấp hơn chi phí vốn thay thế.
Theo quan điểm của nhà hoạch định chính sách, khi cung tiền giảm, công chúng sẽ có ít tiền hơn và cố gắng giảm chi tiêu Hệ quả của điều này là giảm đầu tư vào thị trường chứng khoán, dẫn đến giảm cầu và giá cổ phiếu (P e) Hiệu ứng Tobin’s q cũng góp phần làm nổi bật mối liên hệ này.
Hiệu ứng của cải lên tiêu dùng được phân tích qua mô hình chu kỳ sống của Modigliani (1971), trong đó người tiêu dùng xác định chi tiêu dựa trên tuổi thọ, vốn nhân lực, nguồn vốn thực và tình hình tài chính Chứng khoán thông thường là nguồn lực tài chính chính của người tiêu dùng; khi giá chứng khoán giảm, sức mạnh tài chính giảm theo, dẫn đến việc họ chi tiêu ít hơn Sự thắt chặt chính sách tiền tệ có thể làm giá chứng khoán giảm, từ đó ảnh hưởng đến tổng cầu trong nền kinh tế.
Kênh tài chính chủ yếu liên quan đến sự gia tăng chi phí đại diện do bất cân xứng thông tin và chi phí tuân thủ hợp đồng Tín dụng hoạt động qua hai kênh chính: kênh 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 ngân hàng cho vay, ảnh hưởng đến đầu tư và tổng cầu Kênh tín dụng cho phép chính sách tiền tệ hoạt động mà không cần phụ thuộc vào lãi suất, vì vậy giảm lãi suất có thể không đủ để kích thích đầu tư Tuy nhiên, mức độ hiệu quả của kênh này trong bối cảnh biến động tài chính vẫn còn gây tranh cãi (Mishkin, 1995) Cơ chế hoạt động của kênh cho vay ngân hàng được trình bày rõ ràng.
M ↓ tiền gửi ngân hàng ↓ cho vay ngân hàng ↓ I ↓ Y ↓
Kênh bảng cân đối hoạt động dựa trên giá trị ròng của các công ty, chịu ảnh hưởng bởi hiệu ứng lựa chọn đối nghịch và rủi ro đạo đức Khi giá trị ròng giảm, người cho vay tin rằng tài sản thế chấp sẽ thấp hơn, dẫn đến việc gia tăng vấn đề lựa chọn đối nghịch và giảm khả năng cho vay cho chi đầu tư Đồng thời, giá trị ròng thấp cũng tạo ra rủi ro đạo đức, khi các chủ doanh nghiệp có cổ phần thấp hơn trong công ty, khuyến khích họ tham gia vào các dự án rủi ro hơn Kết quả là, hoạt động cho vay và chi đầu tư đều giảm sút.
M ↓ i ↑ lựa chọn đối nghịch và rủi ro đạo đức ↑ cho vay ↓ I ↓ Y ↓
Kết quả các nghiên cứu thực nghiệm
2.2.1 Các nghiên cứu thực nghiệm trên thế giới
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 nghiên cứu cơ chế truyền dẫn chính sách tiền tệ Các nghiên cứu của Sim (1980) và Leeper, Sims cùng Zha (1998) cũng như Christian, Einchebauma và Evans (1999) đã sử dụng phương pháp này để phân tích 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 ảnh hưởng trái chiều đến tăng trưởng sản lượng với độ trễ 2 quý, trong khi tác động giảm nhẹ đến lạm phát với độ trễ 3 quý Thời gian để đạt 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 tiền tệ ảnh hưởng 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 Đặc biệt, lạm phát thực tế giảm sau 6 kỳ và sau đó 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 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 kết quả này không có sự khác biệt đáng kể đối với trường hợp lạm phát, ngoại trừ Hàn Quốc.
Aleem Abdul (2010) đã nghiên cứu cơ chế truyền dẫn chính sách tiền tệ tại Ấn Độ, sử dụng mô hình véc tơ tự hồi quy (VAR) để đánh giá tác động của các chính sách tiền tệ thắt chặt không mong đợi lên nền kinh tế Kết quả cho thấy lãi suất cho vay ban đầu gia tăng để phản ứng lại cú sốc tiền tệ thắt chặt, với kênh truyền dẫn qua ngân hàng đóng vai trò quan trọng trong việc truyền dẫn cú sốc chính sách tiền tệ đến nền kinh tế.
Hank (2008) đã nghiên cứu tác động của chính sách tiền tệ tại Thổ Nhĩ Kỳ Qua việc áp dụng mô hình VAR, tác giả phát hiện rằng việc thắt chặt chính sách tiền tệ có ảnh hưởng tạm thời đến sản lượng, trong khi tác động lâu dài chủ yếu là lên mức giá.
Theo nghiên cứu của Theo Asel Isakova (2008) về truyền dẫn chính sách tiền tệ ở các quốc gia Trung Á, các quốc gia có mức độ đô la hóa cao cho thấy kênh tỷ giá đóng vai trò quan trọng hơn so với các kênh truyền dẫn tiền tệ khác Vấn đề này được lý giải bởi tính độc lập của ngân hàng trung ương; ở những quốc gia có đô la hóa cao, ngân hàng trung ương thường 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 kỹ thuật 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, điều này phản ánh mục tiêu của ngân hàng trung ương Ngoài ra, 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 các cú sốc quốc tế, 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 rõ rệt: trước khủng hoảng, cú sốc chính sách tiền tệ ảnh hưởng lớn đến sản lượng, giá cả, lãi suất và tỷ giá hối đoái, trong khi sau khủng hoảng, chỉ có các cú sốc tiền tệ tác động mạnh đến sản lượng Hơn nữa, chính sách tiền tệ trong nước trở nên dễ bị tổn thương hơn trước các cú sốc giá hàng hóa thế giới và sốc sản lượng trong giai đoạn hậu khủng hoảng 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 điều chỉnh theo mùa từ quý 1 năm 1980 đến quý 3 năm 1998, sử dụng độ trễ 2 quý để phân tích ảnh hưởng của cú sốc chính sách tiền tệ đến 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 tác động đáng kể đến sản lượng Sau đó, các tác giả 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 đến nền kinh tế, trong khi chi đầu tư lại đặc biệt nhạy cảm với các cú sốc chính sách tiền tệ.
Kết quả nghiên cứu về chính sách tiền tệ tại Jordan cho thấy sự khác biệt đáng chú ý Theo Poddar, Sab và Khatrachyan (2006), không có bằng chứng thực nghiệm cho thấy chính sách tiền tệ ảnh hưởng đến sản lượng Tuy nhiên, chênh lệch lãi suất giữa chứng chỉ tiền gửi kỳ hạn 3 tháng và lãi suất của Cục Dự trữ Liên bang Mỹ lại tác động đến dự trữ ngoại hối của Jordan Các kênh truyền dẫn khác như giá chứng khoán và tỷ giá hối đoái không có ý nghĩa trong việc truyền tải chính sách tiền tệ đến nền kinh tế, và tác động của chính sách tiền tệ đến thị trường chứng khoán cũng không đáng kể.
Tại Singapore, Hwee (2004) đã sử dụng tỷ giá hối đoái thực hiệu dụng như một thước đo cho chính sách tiền tệ và phát hiện rằng sản lượng có phản ứng ngay lập tức và có ý nghĩa thống kê trước cú sốc chính sách tiền tệ thắt chặt Nghiên cứu 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 ở Việt Nam 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 như kênh lãi suất, tín dụng ngân hàng và tỷ giá hối đoái, trong khi không xem xét kênh giá tài sản do thị trường chứng khoán Việt Nam còn non trẻ Kết quả cho thấy chính sách tiền tệ tác động đến lạm phát và sản lượng, với tác động mạnh nhất đến sản lượng sau 4 quý, trong khi tác động đến giá cả kéo dài từ quý 3 đến quý 9 nhưng không có ý nghĩa thống kê Các kênh truyền dẫn chính sách tiền tệ cho thấy ý nghĩa kinh tế yếu, với kênh tín dụng và tỷ giá hối đoái có tác động đáng kể hơn Tác giả giải thích rằng trước năm 2006, Việt Nam chưa gia nhập WTO, dẫn đến việc kiểm soát vốn và chế độ tỷ giá hối đoái cố định, cùng với việc tín dụng chủ yếu dành cho các doanh nghiệp lớn theo chỉ định của nhà nước mà không xem xét tình hình tài chính của họ.
Rina Bhattacharya (2013) đã tiến hành phân tích các yếu tố ảnh hưởng đến lạm phát và cơ chế truyền dẫn chính sách tiền tệ tại Việt Nam thông qua mô hình VAR Nghiên cứu áp dụng mô hình của Nguyen, Cavoli và Wilson (2012), trong đó cầu tiền được xem là hàm số của tổng cầu và lãi suất danh nghĩa Mô hình lạm phát bao gồm các yếu tố như lạm phát giá nước ngoài, cung tiền, tổng cầu/sản lượng thực, tỷ giá hối đoái danh nghĩa hiệu dụng và lãi suất danh nghĩa Kết quả cho thấy, trong ngắn hạn, tỷ giá hối đoái danh nghĩa hiệu dụng là yếu tố quan trọng nhất ảnh hưởng đến lạm phát tại Việt Nam, trong khi các yếu tố khác có ảnh hưởng trong trung hạn.
Tăng trưởng GDP và tín dụng của nền kinh tế trong quý thứ 2 đến quý thứ 10 cho thấy sự phát triển tích cực Tuy nhiên, sự gia tăng đột ngột của lãi suất danh nghĩa đã dẫn đến lạm phát tăng cao, chỉ có tác động rõ rệt trong hai quý đầu tiên Theo nghiên cứu của Castelnouvo và Surico (2006), hiện tượng này cần được xem xét kỹ lưỡng.
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) được tính bằng cách lấy lãi suất cho vay danh nghĩa trừ đi tỷ lệ lạm phát trong cùng thời kỳ, với đơn vị tính là % mỗi năm Dữ liệu 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 thu thập từ IFS h
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, các biến nghiên cứu cần được kiểm định tính dừng Johnston và DiNardo (1997) cùng với Gujarati (2003) nhấn mạnh rằng việc tính toán trung bình của một chuỗi không dừng sẽ không mang lại kết quả hợp lý Nếu mô hình chứa ít nhất một biến độc lập không dừng, biến này thể hiện xu hướng tăng hoặc giảm, và biến phụ thuộc cũng có xu hướng tương tự, thì ước lượng mô hình có thể cho ra các hệ số có ý nghĩa thống kê cao và R² cũng cao Tuy nhiên, điều này có thể dẫn đến sự giả mạo, vì R² cao có thể chỉ ra rằng cả hai biến đều có cùng xu hướng.
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 kiểm định phổ biến, mang lại kết quả đáng tin cậy Kết quả cho thấy hầu hết các biến không dừng ở chuỗi gốc mà 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 cụ thể Trong bối cảnh thương mại đa phương hiện nay, việc xác định giá trị đồng nội tệ so với nhiều đồng tiền khác là rất quan trọng Để đánh giá sức mua của đồng nội tệ và tác động của tỷ giá đối với cán cân thương mại, cần sử dụng tỷ giá thực đa phương, hay còn gọi là tỷ giá hối đoái thực hiệu lực, nhằm 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 sức cạnh tranh giá cả của một quốc gia, giúp đánh giá mức độ định giá của đồng nội tệ Chỉ số này đóng vai trò thiết yếu trong việc đạt được mục tiêu 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 kinh tế.
Tỷ giá hối đoái thực hiệu lực (REER) được xác định để phản ánh 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 tính toán tỷ giá thực song phương cho từng đồng ngoại tệ Tiếp theo, quyền số được xác định dựa trên mức độ ảnh hưởng của tỷ trọng thương mại của từng đối tác, từ đó ảnh hưởng đến tỷ giá thực của quốc gia có đồng tiền tính REER.
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 là chỉ số lạm phát tại các quốc gia đối tác thương mại Tỷ giá hối đoái song phương giữa đồng VND và đồng tiền quốc gia j tại thời điểm i được ký hiệu là Trọng số thương mại h của tỷ giá này được tính toán dựa trên tỷ giá song phương của quốc gia j tại thời điểm i.
∑ 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 (năm cơ sở) là rất quan trọng vì nó ảnh hưởng trực tiếp đến kết quả tính tỷ giá thực Năm gốc cần được lựa chọn sao cho không quá xa 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 Hơn nữa, nhiều tổ chức tài chính quốc tế cũng thường sử dụng năm 2000 làm năm cơ sở khi công bố số liệu gần đây.
Để chọn rổ tiền tệ đặc trưng, tác giả dựa vào tỷ trọng thương mại của Việt Nam và các đối tác thương mại Các đồng tiền tham gia vào rổ tiền được lựa chọn theo nguyên tắc ưu tiên những đồng tiền của các đối tác có tỷ trọng thương mại lớn với Việt Nam Bên cạnh đó, các đối tác cạnh tranh trong xuất khẩu, đồng tiền mạnh và các đối tác tiềm năng cũng được xem xét để đảm bảo tính chính xác trong việc tính toán tỷ giá hối đoái thực hiệu dụng (REER).
Tác giả đã chọn 20 đối tác thương mại quan trọng, bao gồm Úc (AUD), Mỹ (USD), Thụy Sĩ (CHF), Pháp (EURO), Hà Lan (EURO), Đức (EURO), Ý (EURO), Anh (GBP), 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 qua việc thu thập tỷ giá hối đoái của đồng tiền Việt Nam so với 20 đối tác thương mại chính, dựa trên dữ liệu từ trang thống kê IFM (IFS) Đối với bốn nước châu Âu, bao gồm Pháp, Đức, Hà Lan và Ý, tác giả đã lựa chọn sử dụng tỷ giá đồng Euro so với đồng USD.
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 tính theo quý, với giá trị xuất khẩu và nhập khẩu được ghi nhận vào cuối mỗi quý Giá trị này được đo bằng triệu USD và nguồn thu thập dữ liệu là từ IFS.
Tính trọng số thương mại của Việt Nam được xác định bằng cách cộng giá trị xuất khẩu và nhập khẩu với từng đối tác thương mại, từ đó tính tổng giá trị xuất nhập khẩu Để có trọng số w j i, ta chia giá trị xuất nhập khẩu của từng đối tác cho tổng kim ngạch xuất nhập khẩu của Việt Nam, đảm bảo rằng tổng các trọng số thương mại của từng đối tác bằng 1 Ngoài ra, cần điều chỉnh CPI về kỳ gốc, trong đó kỳ gốc được chọn để tính REER là quý 1 của năm.
2000 Ta cũng điều chỉnh CPI các quốc gia về kỳ gốc Q1 năm 2000
Để tính toán tỷ giá hối đoái danh nghĩa song phương của các đồng tiền quốc gia so với đồng Việt Nam (VND), ta sử dụng dữ liệu tỷ giá hối đoái song phương với USD Cách thực hiện là lấy tỷ giá của đồng ngoại tệ so với USD và chia cho tỷ giá của VND so với USD Kỳ gốc được xác định là quý 1 năm 2000, và tỷ giá tại thời điểm t sẽ được chia cho tỷ giá ở kỳ gốc để có được tỷ giá hối đoái cần thiết.
Cuối cùng, tính tỷ giá hối đoái thực hiệu dụng REER theo công thức: h
Chi tiết tính toán tỷ giá thực hiệu dụng REER được trình bày trong phần phụ lục 1.
Mô hình nghiên cứu
3.2.1 Mô hình VAR cơ bản
Kể 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 nhiều nhà nghiên cứu như Sim (1980) và Leepers, Sims, Zhar (1998) ứng dụng phương pháp này tại Mỹ 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 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 các 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 được biểu diễn dưới dạng logarit tự nhiên, CPI cũng là logarit tự nhiên của chỉ số giá tiêu dùng, và M2 đại diện cho khối tiền rộng, việc sắp xếp các biến này cho thấy rằng một cú sốc chính sách tiền tệ mở rộng (tăng cung tiền) sẽ ảnh hưởng đến lạm phát và sản lượng kinh tế.
Theo Taylor (1995), trong 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 và tỷ giá hối đoái, thay vì chỉ dựa vào các số liệu định lượng như cung tiền hay tín dụng ngân hàng Lãi suất do ngân hàng trung ương công bố không phản ánh chính xác cung cầu tiền tệ trên thị trường, mà chỉ là tham chiếu cho các ngân hàng thương mại trong việc xác lập lãi suất huy động và cho vay Do đó, lãi suất không phải là chỉ số 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 chỉ số 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).
Việt Nam, với nền kinh tế mở nhỏ, thường xuyên bị ảnh hưởng bởi các cú sốc kinh tế từ bên ngoài Để kiểm soát những tác động này, mô hình kinh tế cần bao gồm các biến ngoại sinh.
Trong mô hình nghiên cứu, các biến oil (logarit giá dầu thô thế giới), rice (logarit giá gạo thế giới) và ffr (lãi suất của Cục Dự trữ Liên bang Mỹ) được coi là các biến ngoại sinh nhằm kiểm soát các cú sốc bên ngoài Việc này đặc biệt 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 Trong nghiên cứu này, 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 một cách 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 sự 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 Thứ tự các biến nội sinh trong mô hình được xác định rõ ràng.
Theo 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 làm tăng tổng cầu.
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 dựa trên phần bù tài trợ bên ngoài, được xác định bởi chi phí vốn tài trợ bên ngoài trừ chi phí cơ hội của vốn nội bộ Tuy nhiên, ở Việt Nam, kênh này có thể không hiệu quả do 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 đã thêm biến tín dụng trong nước vào mô hình VAR cơ bản, với thứ tự các biến nội sinh được sắp xếp cụ thể.
Gia tăng cung tiền sẽ dẫn đến sự tăng trưởng trong tín dụng, từ đó kích thích tổng cầu và sản lượng.
Để nắm bắt 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 để phân tích mối quan hệ 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:
Để bắt đầu nghiên cứu, bước đầu tiên là thực hiện kiểm định nghiệm đơn vị cho dữ liệu đầu vào Luận văn áp dụng hai phương pháp kiểm định là Augmented Dickey-Fuller (ADF) và Phillips-Perron, vì chúng mang lại kết quả chính xác cho việc phân tích dữ liệu.
Bước 2 trong quá trình xây dựng mô hình VAR là lựa chọn độ trễ phù hợp Để xác định độ trễ tối ưu cho mô hình, luận văn áp dụng các phương pháp như LogL, LR, FPE và AIC.
Kết quả nghiên cứu
Kiểm định tính dừng
Tác giả bắt đầu bằng việc kiểm tra tính dừng của bộ số liệu mô tả dưới dạng logarit cơ số tự nhiên (trừ biến lãi suất) và đã điều chỉnh theo mùa bằng phương pháp Censius X12 Trong luận văn, tác giả áp 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 Kết quả kiểm định cho thấy hầu hết các biến đều có nghiệm đơn vị (không dừng), nhưng sai phân bậc nhất cho thấy các biến đều dừng Kết quả của các kiểm định nghiệm đơn vị được trình bày 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 h 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 cả 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 h credit -0.548 -4.148 -3.500 -3.179 Không dừng spi -2.562 -4.148 -3.500 -3.179 Không dừng
Kiểm định nghiện đơn vị ở chuỗi gốc xem xét cả hệ số chặn và xu hướng, trong khi kiểm định nghiệm đơn vị ở chuỗi sai phân bậc một chỉ tập trung vào 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 được xác định dựa trên giả định rằng cú sốc chính sách tiền tệ (CSTT) 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 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 qua các phương pháp LogL, LR, FPE, AIC, SC, HQ, là 4 quý.
Bảng 4.3 : Kết quả lựa chọn độ trễ cho mô hình VAR cơ bản Độ trễ LogL LR FPE AIC SC HQ h
(Nguồn: theo tính toán của tác giả)
Tác giả đã áp dụng mô hình VAR đệ quy với phương pháp phân tách phương sai Cholesky, sử dụng các biến sai phân bậc nhất Kết quả kiểm định AR Roots cho thấy tất cả nghiệm đều nằm trong vòng tròn đơn vị, khẳng định tính ổn định của mô hình VAR.
Inverse Roots of AR Characteristic Polynomial
Để phân tích tác động của chính sách tiền tệ đến lạm phát và tăng trưởng, tác giả thực hiện kiểm định sự ổn định của mô hình VAR cơ bản và phân tích phản ứng đẩy Theo lý thuyết tiền tệ, sự gia tăng cung tiền dẫn đến tăng trưởng sản lượng và mức giá Hàm phản ứng đẩy của GDP 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 ảnh hưởng ngay lập tức đến lạm phát, trong khi cú sốc cung tiền làm lạm phát gia tăng từ quý 4 đến quý 9, thể hiện 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) h
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% h
(Nguồn: theo tính toán của tác giả)
Phân tách phương sai tăng trưởng GDP cho thấy cú sốc tiền chỉ 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 tác động mạnh nhất đến lạm phát, giải thích 25.25% biến động sau 8 quý; cú sốc sản lượng chỉ giải thích 10.37%, trong khi cú sốc lạm phát đóng góp 64.38% Kết quả cho thấy tiền có thể ảnh hưởng đến lạm phát nhưng ít tác động đến sản lượng.
Bảng 4.5 Kết quả phân tách phương sai D(GDP) mô hình VAR cơ bản
Nguồn: tính toán của tác giả h
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
4.3.1 Kênh lãi suất Để phân tích tác động của kênh truyền dẫn lãi suất truyền thống, tác giả thêm vào biến lãi suất cho vay thực, bằng lãi cho vay ngân hàng trừ tỷ lệ lạm phát cùng thời kỳ, vào mô hình VAR cơ bản Thứ tự các biến nội sinh của mô hình VAR là
∆gdp, ∆cpi, ∆irtae, và ∆m2 và ∆oil, ∆rice và ∆ffr là vector các biến ngoại sinh
Khi có sự thay đổi trong cung tiền, điều này sẽ ảnh hưởng đến lãi suất thực, và từ đó, lãi suất thực sẽ tác động đến mức độ đầu tư Theo lý thuyết kinh tế học Keynesian truyền thống, sự gia tăng lãi suất thực sẽ dẫn đến việc giảm đầu tư, qua đó làm giảm sản lượng kinh tế.
Tác giả đã tiến hành kiểm định độ trễ tối ưu cho mô hình bằng các phương pháp LogL, LR, FPE, AIC, SC và HQ Kết quả cho thấy độ trễ tối ưu cho mô hình 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 kết hợp với phương pháp phân tách phương sai Cholesky, sử dụng các biến sai phân bậc nhất Kiểm định AR Roots chỉ ra rằng không có nghiệm nào nằm ngoài vòng tròn đơn vị, điều này chứng minh rằng 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 cho thấy cú sốc gia tăng lãi suất cho vay thực làm giảm sản lượng từ quý 3 đến quý 10 Ngược lại, cú sốc trong cung tiền từ chính sách tiền tệ mở rộng làm 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 mở rộng khuyến khích đầu tư, từ đó làm tăng tổng cầu và sản lượng 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 ngay sau 1 quý và kéo dài đến 10 quý 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.
Hình 4.5: Hàm phản ứng đ y của mô hình VAR kênh lãi su t h
Kết quả kiểm định Granger trong bảng 4.8 cho thấy khi lãi suất cho vay thực được đưa vào mô hình, m2 vẫn 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 giải thích bởi thực tế lãi suất tại Việt Nam vẫn chưa được thả nổi và không phản ánh đúng cung cầu tiền tệ trên thị trường.
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 h
Phân tách phương sai chỉ ra rằng việc bổ sung biến lãi suất cho vay thực vào mô hình cơ bản dẫn đến việc cú sốc cung tiền giải thích 5% tăng trưởng GDP sau 4 quý và 10.65% tăng trưởng GDP sau 7 quý, cho thấy 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 ảnh hưởng đến biến động lạm phát, giải thích 16,67% biến động sau 9 quý, thấp hơn so với mô hình cơ bản Kết quả cho thấy rằng cung tiền và lãi suất tác động đến lạm phát nhiều hơn 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 h
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 kích thích xuất khẩu ròng và tổng cầu Độ trễ tối ưu được xác định là 4 quý, dựa trên các tiêu chí 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 áp dụng mô hình VAR đệ quy với phương pháp phân tách phương sai Cholesky, sử dụng các biến sai phân bậc nhất Kiểm định AR Roots cho thấy tất cả nghiệm đều nằm trong vòng tròn đơn vị, chứng minh rằng 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) h
Kết quả từ mô hình kênh truyền dẫn TGHĐ, được thể hiện trong Hình 4.7, cho thấy rằng cú sốc tăng trong tỷ giá hối đoái thực hiệu dụng, dẫn đến sự gia tăng sức mua hàng hóa nước ngoài, đã gây ra sự giảm sút trong 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 ủng hộ bởi lý thuyết tiền tệ Tuy nhiên, một cú sốc trong cung tiền làm tỷ giá hối đoái thực hiệu dụng tăng suốt thời gian dài sau khi xảy ra cú sốc cung tiền, điều này trái ngược với lý thuyết Đối với lạm phát, tỷ giá hối đoái thực hiệu dụng tăng làm cho lạm phát tăng ngay sau đó 1 quý Cung tiền cũng tác động cùng chiều đến lạm phát từ quý 4 đến quý 10 h
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 h
Kết quả kiểm định nhân quả Granger cho thấy, khi biến TGHĐ thực hiệu dụng được thêm vào mô hình cơ bản, cung tiền vẫn có tác động đáng kể đến sản lượng và mức giá Lạm phát cũng ảnh hưởng mạnh mẽ 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 ảnh hưởng đến sản lượng và mức giá Đặc biệt, cung tiền không tác động 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 biên độ 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% h
Nguồn: theo tính toán của tác giả
Kết quả phân tích phương sai tăng trưởng GDP cho thấy tỷ giá hối đoái thực hiệu dụng có ảnh hưởng quan trọng đến cú sốc sản lượng Cụ thể, sau 4 quý, tỷ giá hối đoái thực hiệu dụng chiếm 15.89% trong việc giải thích 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