1.000000 0.000000 0.000000 0.000000 0.000000 0.000000 0.000000 0.000000 -0.010743* 1.000000 0.000000 0.000000 0.000000 0.000000 0.000000 0.000000 0.061418* -0.275373 1.000000 0.000000 0.000000 0.000000 0.000000 0.000000 -2.286872* -83.48112** -3.827994 1.000000 0.000000 0.000000 0.000000 0.000000 0.000000 -1.262074*** 0.059679 0.001330 1.000000 0.000000 0.000000 0.000000 0.101521 -5.767279** 0.177155 0.003323 0.197891 1.000000 0.000000 0.000000 0.039804 2.674054 -0.282741 0.008294 1.208686* 0.092877 1.000000 0.000000 -0.005983 -0.140775 -0.001437 -0.000889 8.83E-05 -0.023704 -0.008592 1.000000
Nguồn: Theo tính tốn của tác giả trên Eview 9.5 Lưu ý: Mức ý nghĩa thống kê: *:1%; **5%; ***:10%
Dựa vào Cấu trúc mơ hình (10) và Kết quả ước lượng ma trận A0 của mơ hình trong bảng 4.5, đã cho thấy hệ số có ý nghĩa thống kê ở mức dưới 1% là các hệ số a21, a31, a41.Các hệ số có ý nghĩa thống kê ở mức dưới 5% là các hệ số a42, a62. Các hệ số có ý nghĩa thống kê ở mức dưới 10% là hệ số a52, a75.
Nhìn chung, chỉ có một số các phần tử của ma trận A0 là có ý nghĩa thống kê và dấu của hệ số phù hợp với lý thuyết. Một số phần tử cịn lại thì khơng có ý nghĩa thống kê. Tuy nhiên, kết quả kiểm định LR của các giới hạn xác định có 2 (9) =
1.027027, P-value (Prob) >2 =0.3109, tức là chưa có cơ sở bác bỏ giả thiết H0. Điều này cho thấy rằng cách áp đặt trúc ma trận (đã thiết lập) là phù hợp.
4.5 Phân tích phản ứng xung
Để vắn tắt, trong phần này tác giả chỉ phân tích các đồ thị IRFs của chính sách tiền tệ (cú sốc lãi suất), tín dụng, và các cú sốc bên ngoài (cú sốc giá dầu thế giới) đối với phần còn lại của nền kinh tế nhằm mơ tả cơ chế truyền dẫn chính sách tiền tệ. Độ lớn của cú sốc đều được đo lường bằng một đơn vị độ lệch chuẩn của phần dư từ mơ hình SVAR.
Cú sốc chính sách tiền tệ.
Các hàm phản ứng xung trước cú sốc lãi suất với độ tin cậy 95% sẽ được thể hiện trong hình 4.2
Kết quả hình 4.2 cho thấy, biến NEER chỉ có phản ứng giảm từ kỳ thứ 2 đến kỳ thứ 6, đạt giá trị thấp nhất ở tháng thứ 2 (khoảng 0.0007%) và sau 7 kỳ thì hầu như khơng cịn biến động. Điều này đã cho thấy xuất hiện hiện tượng the exchange rate puzzle. Theo lý thuyết thì đồng nội tệ phải tăng giá ngay lập tức khi lãi suất tăng và mất giá trong tương lai như lý thuyết kinh doanh chênh lệch lãi suất khơng phịng ngừa.
Cú sốc lãi suất duy trì xu hướng tăng. Trong khoảng thời gian dài hơn, mức độ tăng giảm dần, đến kỳ thứ 7 dường như khơng cịn biến động đáng kể.
Cung tiền giảm ngay lập tức khi lãi suất tăng, giảm nhiều nhất ở tháng thứ 2 sau cú sốc tăng lãi suất xảy ra (khoảng 0.002%) và duy trì xu hướng giảm đến kỳ thứ 8. Điều này phù hợp về mặt lý thuyết là khi lãi suất tăng thì cung tiền giảm.
Tín dụng tăng với cú sốc tăng lãi suất, lập đỉnh ở kỳ thứ 2 khoảng 0.005%, sau 4 kỳ thì khơng cịn biến động. Chính sách tiền tệ ảnh hưởng tới sản lượng và tín dụng theo hai chiều hướng (Catao & Pagan, 2010). Trong trường hợp này, thứ nhất, Catao và Pagan (2010) đã giải thích rằng Ngân Hàng Trung Ương thực hiện chính sách tiền tệ thắt chặt, tăng lãi suất đã tạo ra quá trình phát triển trong việc tăng giá nội tệ, giúp
cải thiện bảng cân đối của các công ty với các khoản nợ ngoại tệ lớn. Đồng thời, việc tăng giá tiền tệ làm cho mức giá tương đối thuận lợi cho các lĩnh vực phi thương mại. Do đó, hiệu quả mong đợi sẽ làm tăng tín dụng trong nước. Tuy nhiên, tác động này phụ thuộc vào quy mô khoản nợ bằng ngoại tệ của các doanh nghiệp và quy mô lĩnh vực phi thương mại thuộc sở hữu của ngân hàng. Thứ hai, khi lãi suất tăng làm nguồn thu từ huy động tiền gởi tiết kiệm trong nước tăng, các ngân hàng có thêm nguồn vốn để cho vay và nhờ đó có thể đẩy mạnh tăng tín dụng trong nước. Thứ ba, lãi suất tăng làm đồng nội tệ tăng giá, lúc này giá cả hàng hóa trong nước mắc hơn so với nước ngoài, sự cạnh tranh về mặt giá cả hàng hóa xuất khẩu trong nước giảm. Điều này buộc các doanh nghiệp phải đẩy mạnh cải tiến quy trình, cơng nghệ, đầu tư trang thiết bị để giảm chi phí sản xuất, giảm giá thành sản phẩm bằng cách vay thêm vốn đầu tư. Chính vì có nhiều yếu tố ảnh hưởng của lãi suất đến tín dụng đã làm cho chiều hướng phản ứng có thể khơng hồn tồn với giống kỳ vọng lý thuyết.
Sản lượng công nghiệp cho thấy một sự phản ứng biến động ngược chiều với lãi suất trong 2 kỳ đầu, giảm thấp nhất khoảng 0.012% ở độ trễ 2 kỳ và sau đó có xu hướng biến động khơng rõ ràng. Mặc dù chỉ phản ứng giảm trong ngắn hạn, tuy nhiên vẫn phù hợp với sự kỳ vọng trong lý thuyết của bài nghiên cứu. Ngân Hàng Trung Ương dùng công cụ lãi suất để tác động đến mục tiêu tăng trưởng của nền kinh tế. Trong trường hợp kiểm sốt mức độ tăng trưởng q nóng của nền kinh tế, Ngân Hàng Trung Ương có thể điều tiết tăng lãi suất để tác động đến tổng cầu và sản lượng.
Để phản ứng với sự tăng lên của lãi suất, CPI trong nước tăng lên và mạnh nhất ở tháng thứ 3 sau cú sốc (khoảng 0.0013%) và duy trì xu hướng tăng tới gần 12 kỳ mới trở lại trạng thái ban đầu. Khi cú sốc tăng lãi suất xảy ra, nhu cầu đầu tư hoạt động sản xuất kinh doanh bị hạn chế, nguồn cung hàng hóa trong nước giảm xuống, điều này góp phần đẩy lạm phát gia tăng. Sự tăng lên của CPI cịn có thể liên quan đến cấu trúc lạm phát lương thực đặc thù của quốc gia.
Hình 4. 2: Các phản ứng xung đối với cú sốc lãi suất. -.004 -.004 -.003 -.002 -.001 .000 .001 .002 2 4 6 8 10 12 14 16 18 20
Res ponse of DNEER to DI
-.2 .0 .2 .4 .6 .8 2 4 6 8 10 12 14 16 18 20 Response of DI to DI -.005 -.004 -.003 -.002 -.001 .000 .001 2 4 6 8 10 12 14 16 18 20 Response of DM to DI -.010 -.005 .000 .005 .010 .015 2 4 6 8 10 12 14 16 18 20 Res ponse of DCR to DI -.03 -.02 -.01 .00 .01 .02 2 4 6 8 10 12 14 16 18 20 Response of DY to DI -.001 .000 .001 .002 .003 2 4 6 8 10 12 14 16 18 20 Response of DP to DI Response to Cholesky One S.D. Innovations ± 2 S.E.
Nguồn: Theo tính tốn của tác giả trên Eview 9.5
Nhìn chung, những phản ứng đối với cú sốc chính sách tiền tệ xuất hiện khá nhanh chóng và mạnh nhất ở độ trễ 2 tháng, tồn bộ hệ thống có xu hướng trở lại trạng thái ổn định ban đầu trong vòng chưa đầy một năm. Tuy nhiên, hàm phản ứng xung cho cú sốc lãi suất trong mơ hình này đã xuất hiện the exchange rate puzzle và the price
Cú sốc tín dụng
Hình 4.3 thể hiện các phản ứng xung của cú sốc tín dụng và khoảng tin cậy tương tự như hình 4.2.
Đầu tiên, cú sốc tín dụng của chính nó được so sánh tạm thời với cú sốc chính sách tiền tệ, cho thấy xu hướng quay lại mức ổn định chỉ trong 4 kỳ. Bản chất truyền dẫn của cú sốc tín dụng thì tương tự như Catao và Pagan (2010) cho Brazil và Chile.
Tỷ giá hối đoái chỉ phản ứng lại bằng cách tăng lên ở một quy mô nhỏ, với độ trễ 2 kỳ (khoảng 0,0003%) đến kỳ thứ 4 thì khơng có phản ứng đáng kể với cú sốc tăng tín dụng. Cung tiền gia tăng sẽ ảnh hưởng đến giá trị đồng nội tệ trong nước, dẫn đến tỷ giá danh nghĩa tăng lên.
Lãi suất hầu như khơng có phản ứng với cú sốc tăng tín dụng. Điều này được giải thích qua việc Ngân Hàng Trung Ương tăng cung tiền để đáp ứng cú sốc tín dụng hơn là việc điều chỉnh lãi suất.
Cú sốc tín dụng làm tăng nhu cầu về tiền nhiều hơn theo như mong đợi, tăng nhiều nhất ở độ trễ tháng thứ 2 (khoảng 0.002%). Trong thực tế, các doanh nghiệp có nhu cầu về tiền mặt nhiều hơn cho hoạt động kinh doanh khi mà họ được cho vay nhiều hơn. Các phản ứng tích cực của M2 so với cú sốc tăng tín dụng cũng thống nhất về mặt thực nghiệm.
Đối với sản lượng công nghiệp, cho thấy cú sốc tín dụng làm cho sản lượng tăng lên với độ trễ 2 tháng, sau đó giảm nhẹ và tăng trở lại ở tháng thứ 4. Mặc dù cú sốc tăng tín dụng có tác động đến sản lượng, tuy nhiên mức độ phản ứng tích cực chỉ xảy ra nhanh chóng. Điều này cho thấy khả năng hấp thụ vốn của các doanh nghiệp sản xuất kinh doanh cũng cần phải được xem xét.
Giá cả tăng đáp lại cú sốc tín dụng tăng, sau đó tốc độ tăng giảm dần về vị trí ban đầu, đến kỳ thứ 4 hầu như khơng cịn phản ứng với sự biến động của tín dụng. Vì trong thực tế CPI không chỉ bị ảnh hưởng bởi do yếu tố cung tiền mà còn phụ thuộc
vào nhiều nguyên nhân khác như do yếu tố chi phí đẩy. Do tình trạng chung của giá cả các mặt hàng cơ bản, nguyên nhiên liệu trên toàn cầu trong suốt thời gian qua.
Hình 4. 3: Các phản ứng xung đối với cú sốc tín dụng
-.002 -.001 .000 .001 .002 .003 2 4 6 8 10 12 14 16 18 20
Res pons e of DNEER to DCR
-.15 -.10 -.05 .00 .05 .10 2 4 6 8 10 12 14 16 18 20 Res pons e of DI to DCR -.001 .000 .001 .002 .003 .004 2 4 6 8 10 12 14 16 18 20 Res pons e of DM to DCR -.01 .00 .01 .02 .03 .04 .05 2 4 6 8 10 12 14 16 18 20 Res pons e of DCR to DCR -.02 -.01 .00 .01 .02 .03 2 4 6 8 10 12 14 16 18 20 Res pons e of DY to DCR -.001 .000 .001 .002 2 4 6 8 10 12 14 16 18 20 Res pons e of DP to DCR Response to Cholesky One S.D. Innovations ± 2 S.E.
Nguồn: Theo tính tốn của tác giả trên Eview 9.5
Các phản ứng xung đối với cú sốc tín dụng có thể khơng giống hồn tồn với kỳ vọng lý thuyết. Bởi vì sự thay đổi nội sinh trong chính sách tiền tệ có thể là do sự biến động của các biến nội sinh khác trong hệ thống (Berkelmans 2005).
Cú sốc bên ngoài (cú sốc giá dầu)
Giá dầu tăng là một trong những nguyên nhân của sự biến động kinh tế vĩ mơ và có thể ảnh hưởng tới nhiều nền kinh tế cùng một lúc. Do đó, các nhà kinh tế học coi đây là một cú sốc tồn cầu (Blandchard & Gali 2010). Hình 4.4 cho thấy các phản ứng xung đối với sự gia tăng trên giá dầu thế giới.
Tỷ giá hối đoái phản ứng tiêu cực với cú sốc giá dầu. Khi giá dầu tăng, làm cho nguồn thu ngoại tệ từ việc xuất khẩu dầu thơ tăng, do đó làm cho giá trị đồng ngoại tệ có xu hướng giảm so với nội tệ, tức là tỷ giá giảm. Tỷ giá hối đoái danh nghĩa phản ứng tức thời với sự gia tăng của giá dầu thế giới và kéo dài gần 1 năm.
Ngân Hàng Trung Ương thực hiện mục tiêu để ổn định giá cả bằng cách gia tăng lãi suất, kịp thời đáp ứng với áp lực về giá. Mức gia tăng ban đầu đến 0.3 %, sau đó duy trì xu hướng giảm dần về vị trí ổn định khoảng 10 tháng sau cú sốc.
Nhu cầu về nội tệ được đáp ứng ngay lập tức, sau đó bắt đầu giảm ở kỳ thứ 3 (mức thấp nhất với mức giảm 0.0023%) và duy trì xu hướng về đường cơ sở sau 10 kỳ.
Do chi phí sản xuất gia tăng, các doanh nghiệp giảm nhu cầu đầu tư mở rộng hoạt động sản xuất kinh doanh, do đó tín dụng giảm ngay trong 4 kỳ sau cú sốc giá dầu.
Sản lượng công nghiệp giảm ngay lập tức với cú sốc tăng giá dầu do áp lực chi phí sản xuất tăng. Tuy nhiên, sau đó biến động theo khơng theo xu hướng ổn định với cú sốc giá dầu. Ngân Hàng Trung Ương thực hiện mục tiêu ổn định, dùng các công cụ điều hành chính sách tiền tệ để điều chỉnh ổn định sản lượng trở lại từ kỳ thứ 6.
Sự gia tăng đáng kể trong giá dầu là tình trạng gây ra lạm phát cao trong nước bởi sự gia tăng chi phí sản xuất, gây bất lợi cho tăng trưởng kinh tế. CPI trong nước tăng ngay sau cú sốc giá dầu, đạt mức tối đa ở kỳ thứ 3 khoảng 0,002% và sau đó trở lại dần về mức ổn định sau 12 tháng.
Hình 4. 4: Các phản ứng xung đối với cú sốc giá dầu -.008 -.008 -.006 -.004 -.002 .000 .002 2 4 6 8 10 12 14 16 18 20
Res pons e of DNEER to DOPW
-.1 .0 .1 .2 .3 .4 2 4 6 8 10 12 14 16 18 20
Res pons e of DI to DOPW
-.004 -.002 .000 .002 .004 2 4 6 8 10 12 14 16 18 20
Res pons e of DM to DOPW
-.012 -.008 -.004 .000 .004 .008 2 4 6 8 10 12 14 16 18 20
Res pons e of DCR to DOPW
-.03 -.02 -.01 .00 .01 .02 .03 .04 2 4 6 8 10 12 14 16 18 20
Res pons e of DY to DOPW
-.001 .000 .001 .002 .003 .004 2 4 6 8 10 12 14 16 18 20
Res pons e of DP to DOPW Response to Cholesky One S.D. Innovations ± 2 S.E.
Nguồn: Theo tính tốn của tác giả trên Eview 9.5
Nhìn chung, đặc trưng của các phản ứng này thì phù hợp về mặt lý thuyết và điều này hỗ trợ cho tính hợp lệ của việc xác định mơ hình SVAR trong bài nghiên cứu này.
4.6 Phân rã phương sai
Một ứng dụng khác của mơ hình SVAR được ước lượng là sự phân tích phương sai sai số dự báo (FEVD), cho thấy phương sai trong sai số dự báo cho mỗi biến do sự thay đổi cho tất cả các biến trong hệ thống.