Phản ứng của càu tiền với cú sốc của chính nó và tỷ giá hối đoái là giống nhau. Cầu tiền quá cao hay thấp đều ảnh hưởng không tốt tới nền kinh tế. Vì thế những nưuời làm chính sách sẽ dựa vào tình hình cầu tiền để điều chỉnh chính sách để giữ cầu tiền ở mức độ vừa phải phù hợp với nền kinh tế. Theo sau cú sốc tăng cầu tiền sẽ là sự gia tăng cầu tiền , tức là nhu cầu về đồng nội tệ tăng, một phần sẽ đẩy đồng nội tệ tăng giá so với đồng ngoại tệ, làm giảm tỷ giá hối đoái. Tỷ giá hối đối giảm làm nhu cầu nhập khẩu hàng hóa tăng, nhu cầu ngoại tệ tăng , giảm nhu cầu nôị tệ trong nước, dẫn đến cầu tiền sẽ giảm trong kỳ tiếp theo. Điều này phù hợp với hình trên, tỷ giá hối đoái phản ứng ngược chiều với cú sốc cầu tiền ở kỳ thứ nhất, cùng chiều ở kỳ thứ 2, ngược chiều ở kỳ thứ 3 và lại cùng chiều ở kỳ thứ 4, cứ luân phiên nhu vậy.
4.7.10 Phản ứng của biến cơng cụ chính sách tiền tệ với cú sốc tỷ giá hối đoái
Nguồn tổng hợp từ phần mềm Eviews 8 dựa trên số liệu tác giả thu thập
Nguồn tổng hợp từ phần mềm Eviews 8 dựa trên số liệu tác giả thu thập
Hình 4.23 Phản ứng của tỷ giá hối đoái với cú sốc tỷ gi á hối đoái
Tỷ giá hối đoái chịu tác động mạnh của cú sốc chính nó.Cịn cầu tiền không phản ứng trong kỳ đầu tiên, phản ứng cùng chiều ở kỳ thứ 2 và thứ 3, gần như phản ứng ngược chiều với tỷ giá hói đối ở các kỳ cịn lại. Tác động này phản ứng rõ rang từ kỳ thứ 4 trở đi. Khi tỷ giá hối đoái tăng, tức đồng nội tệ mất giá so với ngoại tệ, nhu cầu sử dụng hàng hóa trong nước tăng làm tăng cầu tiền tệ, nhưng về lâu dài Việt Nam vẫn là một nước nhập siêu cao, tỷ giá hối đoái tăng khiến chúng ta cần nhiều ngoại tệ hơn để nhập khẩu hàng hóa nguyên liệu, làm cho cầu tiền tệ giảm.
4.7.11 Phản ứng của các biến vĩ mô trƣớc cú sốc cung tiền.
Nguồn tổng hợp từ phần mềm Eviews 8 dựa trên số liệu tác giả thu thập
Nguồn tổng hợp từ phần mềm Eviews 8 dựa trên số liệu tác giả thu thập
Hình 4.25 Phản ứng của sản lƣợng với cú sốc cung tiền
Nguồn tổng hợp từ phần mềm Eviews 8 dựa trên số liệu tác giả thu thập
Hình 4.26 Phản ứng của cầu tiền với cú sốc cung tiền
Nguồn tổng hợp từ phần mềm Eviews 8 dựa trên số liệu tác giả thu thập
Nguồn tổng hợp từ phần mềm Eviews 8 dựa trên số liệu tác giả thu thập
Hình 4.28 Phản ứng của lạm phát với cú sốc cung ti ền
Khi Việt Nam thực hiện chính sách nới lỏng tiền tệ, một sự gia tăng trong cung tiền sẽ ảnh hưởng đến nền kinh tế ở nhiều khía cạnh. Chính sách tiền tệ thông qua các cơng cụ của mình và qua các kênh truyền dẫn, để tác động đến mức sản lượng và giá cả trong nền kinh tế. Cung tiền tăng làm cho lãi suất giảm thúc đẩy sản lượng công nghiệp tăng. Tỷ giá hối đoái cũng là một kênh truyền dẫn của chính sách tiền tệ. Kênh truyền dẫn này cũng bao gồm tác động của lãi suất. Trong trường hợp này, lãi suất của nội tệ giảm so với ngoại tệ, người dân có xu hướng năm giữ các tài sản nước ngoài làm cho giá trị đồng nội tệ giảm. so với ngoại tệ, làm tỷ giá hối đoái tăng. Điều này đồng thời sẽ kích thích xuất khẩu tăng làm sản lượng nền kinh tế tăng.
Theo quan điểm của các nhà kinh tế học thuộc phía tiền tệ ,khi cung tiền tệ tăng lên kéo dài làm cho mức giá tăng lên kéo dài và gây ra lạm phát. Nhìn vào hình trên ta thấy lạm phát phản ứng cùng chiều với cung tiền từ kỳ thứ 2. Cung tiền tăng còn làm cho lãi suất nội tệ giảm, người dân có xu hướng năm giữ các tài sản nước ngoài làm cho đồng ngoại tệ tăng giá so với đồng nội tệ, làm tăng tỷ giá hối đoái
4.8 Phân rã phƣơng sai
4.8.1 Phân rã phƣơng sai của IP
Bảng 4.5 Bảng phân rã phƣơng sai của IP
Nguồn tổng hợp từ phần mềm Eviews 8 dựa trên số liệu tác giả thu thập
Biến động ở trong sản lượng được giải thích chủ yếu do biến động trong tự bản thân yếu tố sản lượng, khoảng 83.08%, s ản l ư ợng ch ịu tác động lớn của các yếu tố bên ngồi nền kinh tế đó là lãi suất Fed tác động 4.13 % và và giá dầu tác động 3.40 % , cung tiền tác động 3.62%, cầu tiền tác động 3.62% , tỷ giá hối đoáivà lạm phát tác động nhỏ đến sản lượng ở kỳ thứ 10
4.8.2 Phân rã phƣơng sai của CPI
Khoảng 40.96% thay đổi trong lạm phát là do chính nó. Giống như sản lượng, lạm phát chịu tác động lớn từ các yếu tố bên ngoài nên kinh tế. Giá dầu tác động 28.25% đến lạm phát. Lãi suất Mỹ tác động 16.04%, sau đó đến cung tiền tác động 7.05%, cầu tiền tác động 3.46%, tỷ giá hối đoái 3.01% và cuối cùng lẩn lượng tác động 1.19%.
4.8.3 Phân rã phƣơng sai của cầu tiền;
Bảng 4.7 Bảng phân rã phƣơng sai của cầu tiền
Nguồn tổng hợp từ phần mềm Eviews 8 dựa trên số liệu tác giả thu thập
Khoảng 77.79 % thay đổi trong cầu tiền là do chính nó. Cầu tiền ít chịu tác động từ các yếu tố bên ngoài nền kinh tế như sản lượng và lạm phát. Giá dầu tác động 7.73% đến lạm phát. Lãi suất Mỹ tác động 4.12%. Sản lượng tác động 5.00%, cung tiền tác động 1.14%, tỷ giá hối đoái 1.09% đ ến c ầu ti ền ở k ỳ thứ 10.
4.8.4 Phân rã phƣơng sai của cung tiền
Bảng 4.8 Bảng phân rã phƣơng sai của cung tiền
Nguồn tổng hợp từ phần mềm Eviews 8 dựa trên số liệu tác giả thu thập
Biến động ở trong cung tiền được giải thích chủ yếu do biến động trong tự bản thân yếu tố cung tiền , khoảng 47.80%. Giá dầu có tác động nhỏ đến cung tiền, 3.38%. Lãi suất Mỹ tác động 13.52%. Xét bên trong nền kinh tế, cầu tiền có tác động 16.01% đến cung tiền, tỷ giá hối đoái tác động 13.39% đến cung tiền , lạm phát tác động 4.21%, sản lượng tác động 1.66% ở kỳ thứ 10
4.8.5 Phân rã phƣơng sai của tỷ giá hối đoái
Khoảng 71.46 % thay đổi trong tỷ giá hối đối là do chính nó. Giá dầu tác động 6.35 % đến tỷ giá hối đoái. Lãi suất Mỹ tác động 1.5%. Sản lượng tác động 1.62%, cung tiền tác động 10.03%, cung tiền tác động 4.77 % đến cầu tiền ở kỳ thứ 10.
CHƢƠNG 5. KẾT LUẬN 5.1 Kết luận
Tác giả thực hiện nghiên cứu này nhằm trả lời câu hỏi câu hỏi: trước sự biến động của các cú shock bên ngoài nền kinh tế, cung tiền, tỷ giá và, nền kinh tế và cơng tác điều hành chính sách tiền tệ Việt Nam phản ứng ra sao? B ài nghiên cứu
đưa ra các kết luận sau :
Thứ nhất, Kết quả hàm phản ứng xung cho thấy cung tiền tác động tích cực tới nền kinh tế. Khi có một cú sốc cung tiền, sau 1 kỳ sản lượng sẽ phản ứng tăng cùng chiều. Ngồi ra cú sốc cung tiền cịn làm cho làm phát tăng từ kỳ thứ 2 trở đi.
Thứ hai, các nhân tố bên ngồi nền kinh tế khơng tác động nhiều tới tỷ
giá . Khi có cú sốc cung tiền, tỷ giá tăng bắt đầu từ kỳ thứ 2. Cung tiền tăng làm lãi suất đồng nội tệ giảm. Lãi suất đồng nội tệ giảm sẽ làm đồng nội tệ mất giá so với đồng ngoại tệ dẫn đến tỷ giá hối đoái tăng.
Thứ ba , , chỉ số CPI phản ứng ngược chiều với chính sách tiền tệ sau 2 q. Khi có cú sốc tăng cung tiền , sau 2 quý , sẽ làm cho lạm phát tăng.
Thứ 4, theo kết quả phân rã phương sai, tỷ giá hối đoái tác động 3.01% tới CPI và tác động 1.32% đến sản lượng. Từ đó cho ta thấy chính sách tiền tệ có truyền dẫn qua kênh tỷ giá hối đoái nhưng với mức độ tác động nhỏ. Và tác động này thể hiện sau 2 kỳ chứ không phản ứng ngay.
Thứ 5, các cú sốc bên ngoài nền kinh tế tác động mạnh đến CPI, IP và các biến vĩ mơ khác. Chính sách tiền tệ của Việt Nam cũng chịu yếu tố tác động từ nước ngoài. Điều này là phù hợp khi nền kinh tế Việt Nam đang mở cửa để hội nhập với các nền kinh tế thế giới.
5.2 Ý nghĩa của đề tài
Bài nghiên cứu có ý nghĩa quan trọng đối với các nhà làm chính sách kinh tế. Hiểu được cơ chế và mức đồ truyền dẫn của các kênh truyền dẫn và ảnh hưởng của nền kinh tế thế giới tới chính sách tiền tệ Việt Nam sẽ giúp
việc hoạch định chính sách tiền tệ đúng đắn và phù hợp với đặc điểm của nền kinh tế hơn.
5.3 Hạn chế đề tài
Thứ nhất, đề tài nghiên cứu về truyền dẫn chính sách tiền tệ tại Việt Nam chưa có nhiều nên chưa có điều kiện so sánh các kết quả thực nghiệm. Nếu ta so sánh với các nghiên cứu thế giới thì sẽ khơng chính xác vì đặc điểm và tính chất các khu vực khác nhau .
Thứ hai, bài nghiên cứu còn hạn chế về các biến nghiên cứu các kênh truyền dẫn, vì thực tế trên Việt Nam hiện nay có rất nhiều các kênh truyền dẫn chính sách tiền tệ, với dữ liệu hạn chế. Tác giả chưa xem xét được hết cơ chế truyền dẫn chính sách tiền tệ tại Việt Nam.
5.4 Hƣớng nghiên cứu trong tƣơng tai
Thứ nhất, Có thể nghiên cứu về vấn đề truyền dẫn chính sách tiền tệ với cỡ mẫu lớn hơn, dữ liệu cập nhật nhất có thể.
Thứ hai, nên có nhiều nghiên cứu hơn về kênh tài sản, đặc biệt là kênh cổ phiếu vì giá cổ phiếu thể hiện tình hình sức khỏe của doanh nghiệp, có tác động rất lớn đến nền kinh tế.
Thứ ba, nên thực hiện các nghiên cứu so sánh cơ chế truyền dẫn chính sách tiền tệ giữa các giai đoạn quan trọng của nền kinh tế như giai đoạn trước và sau khủng hoảng, giai đoạn trước và sau gia nhập WTO.
Tài liệu Tiếng Việt .
Chu Khánh Lân,2013.Nghiên cứu thực nghiệm về truyền dẫn chính sách tiền tệ thơng qua kênh tín dụng tại Việt Nam. Tạp chí Ngân hàng, số 5, trang 17-23
Đinh Thị Thu Hồng và Phan Đình Mạnh, 2013. Hiệu quả của chính sách tiền tệ thơng qua kênh truyền dẫn lãi suất. Tạp chí Phát triển & Hội nhập, số 12(22), 39- 47.
Nguyễn Phi Lân, 2010. Cơ chế truyền dẫn tiền tệ dưới góc độ phân tích định lượng.Tạp chí Ngân Hàng. Số 19, trang 1-5.
Nguyễn Phúc Cảnh,2014. Truyền dẫn của chính sách tiền tệ qua kênh giá tài sản tài chính: Nghiên cứu thực nghiệm tại Việt Nam. Tạp chí phát triển và hội nhập, số 19(29), 11-18
Phạm Thái Huyền Trân ,2013. Cơ chế truyền dẫn chính sách tiền tệ ở Việt Nam. Trần Ngọc Thơ, 2008. Tài chính doanh nghiệp hiện đại. NXB Thống Kê.
Trần Ngọc Thơ và Nguyễn Huy Tuấn ,2013. Cơ chế truyền dẫn chính sách tiền tệ ở Việt Nam tiếp cận theo mơ hình SVar. Tạp chí phát triển và hội nhập, số 10(20),
Tài liệu tiếng anh
Acosta-Ormaechea, S. and Coble, D.,2011. The Monetary Transmission in
Dollarized and Non-Dollarized Economies: The Cases of Chile, New Zealand, Peru and Uruguay. IMF Working Paper.
Aleem,A., 2010. Transmission mechanism of monetary policy in India. Journal of Asian Economics, 21(2), 186-197..
Angeloni, I., Kashyap,A., Mojon, B., Terlizzese, D.,2003. Monetary Transmission in the Euro Area: Does the Interest rate Chanel explain all?. NBER Working
Paper Series.
Bhattacharya, R.,2014. Inflation Dynamics and Monetary Policy Transmission in Vietnam and Emerging Asia, Journal of Asian Economics, 1-24.
Disyatat, P., & Vongsinsirikul, P.,2003.. Monetary policy and the transmission mechanism in Thailand. Journal of Asian Economics, 14(3), 389-418.
Elbourne, A. and Haan, J. (2006) . Financial structure and monetary policy transmission in transition countries. Journal of Comparative Economics ,34 (2006), 1–23.
Lan, N. , Anwar, S.,2018. Channels of monetary policy transmission in Vietnam.
Journal of Policy Modeling, 99-46.
Le Viet Hung and Pfau, D.P., VAR Analysis of the Monetary Transmission Mechanism in Vietnam, paper, paper available at: http://ssrn.com/abstract=1257854.
Mengesha, L.G., Holmes, M., 2013. Monetary policy and its transmission mechanisms in Eritrea, Journal of Policy Modeling 35 (3) 766–780.
Miskin F. 1996. The chanel of Monetary Transmission : Lession for Monetary policy. NBER Working Paper Series.
Morsink, J. and Bayoumi, T.,2001. A Peek Inside the Black Box: The Monetary Transmission Mechanism in Japan. IMF Staff Papers,48(1), 22-57.
A new approach using central bank communication. 37 (1 ) 4278–4285.
Nojković, A. and Petrović, P.,2015., Monetary policy rule in inflation targeting emerging European countries: A discrete choice approach, Journal of Policy Modeling, 37 (4), 577-595.
Norris, E. and Floerkemeier, H. ,2006. Transmission Mechanisms of Monetary Policy in Armenia: Evidence from VAR Analysis. IMF Working Paper.
Vymyatnina, Y.,2006. How much control does Bank of Russia have
over money supply?, Research in International Business and Finance, 20(3), 131–
Phụ lục 1: Kết quả kiểm tra tính dừng Oil => Khơng dừng
Null Hypothesis: OIL has a unit root Exogenous: Constant
Lag Length: 0 (Automatic - based on SIC, maxlag=11)
t-Statistic Prob.*
Augmented Dickey-Fuller test statistic -1.766674 0.3947 Test critical values: 1% level -3.503879
5% level -2.893589 10% level -2.583931
*MacKinnon (1996) one-sided p-values.
Augmented Dickey-Fuller Test Equation Dependent Variable: D(OIL)
Method: Least Squares Date: 03/15/18 Time: 11:23 Sample (adjusted): 1995Q2 2017Q4 Included observations: 91 after adjustments
Variable Coefficient Std. Error t-Statistic Prob.
OIL(-1) -0.060683 0.034349 -1.766674 0.0807 C 3.794199 2.200137 1.724529 0.0881
R-squared 0.033881 Mean dependent var 0.502198 Adjusted R-squared 0.023026 S.D. dependent var 11.28970 S.E. of regression 11.15897 Akaike info criterion 7.684097 Sum squared resid 11082.51 Schwarz criterion 7.739281 Log likelihood -347.6264 Hannan-Quinn criter. 7.706361 F-statistic 3.121137 Durbin-Watson stat 1.806453 Prob(F-statistic) 0.080711
D(oil) => Dừng
Null Hypothesis: D_OIL has a unit root Exogenous: Constant
Lag Length: 0 (Automatic - based on SIC, maxlag=11)
t-Statistic Prob.*
Augmented Dickey-Fuller test statistic -8.716416 0.0000 Test critical values: 1% level -3.504727
5% level -2.893956
10% level -2.584126
*MacKinnon (1996) one-sided p-values.
Augmented Dickey-Fuller Test Equation Dependent Variable: D(D_OIL)
Method: Least Squares Date: 03/15/18 Time: 11:28 Sample (adjusted): 1995Q3 2017Q4 Included observations: 90 after adjustments
Variable Coefficient Std. Error t-Statistic Prob.
D_OIL(-1) -0.928289 0.106499 -8.716416 0.0000 C 0.473258 1.201289 0.393959 0.6946
R-squared 0.463336 Mean dependent var 0.069556 Adjusted R-squared 0.457237 S.D. dependent var 15.45755 S.E. of regression 11.38795 Akaike info criterion 7.724961 Sum squared resid 11412.33 Schwarz criterion 7.780512 Log likelihood -345.6232 Hannan-Quinn criter. 7.747363 F-statistic 75.97590 Durbin-Watson stat 1.974929 Prob(F-statistic) 0.000000
Null Hypothesis: FFR has a unit root Exogenous: Constant
Lag Length: 3 (Automatic - based on SIC, maxlag=11)
t-Statistic Prob.*
Augmented Dickey-Fuller test statistic -2.478800 0.1241 Test critical values: 1% level -3.506484
5% level -2.894716
10% level -2.584529
*MacKinnon (1996) one-sided p-values.
Augmented Dickey-Fuller Test Equation Dependent Variable: D(FFR)
Method: Least Squares Date: 03/15/18 Time: 11:30 Sample (adjusted): 1996Q1 2017Q4 Included observations: 88 after adjustments
Variable Coefficient Std. Error t-Statistic Prob.
FFR(-1) -0.044222 0.017840 -2.478800 0.0152 D(FFR(-1)) 0.284484 0.103349 2.752648 0.0073 D(FFR(-2)) 0.151364 0.107228 1.411618 0.1618 D(FFR(-3)) 0.263478 0.104880 2.512177 0.0139 C 0.101469 0.060063 1.689366 0.0949
R-squared 0.307145 Mean dependent var -0.046023 Adjusted R-squared 0.273754 S.D. dependent var 0.426710 S.E. of regression 0.363643 Akaike info criterion 0.869851 Sum squared resid 10.97559 Schwarz criterion 1.010609 Log likelihood -33.27343 Hannan-Quinn criter. 0.926559 F-statistic 9.198535 Durbin-Watson stat 1.935551 Prob(F-statistic) 0.000003
Null Hypothesis: D(FFR) has a unit root Exogenous: Constant
Lag Length: 0 (Automatic - based on SIC, maxlag=11)
t-Statistic Prob.*
Augmented Dickey-Fuller test statistic -5.928596 0.0000 Test critical values: 1% level -3.504727
5% level -2.893956 10% level -2.584126
*MacKinnon (1996) one-sided p-values.
Augmented Dickey-Fuller Test Equation Dependent Variable: D(FFR,2)
Method: Least Squares Date: 03/15/18 Time: 11:30 Sample (adjusted): 1995Q3 2017Q4