Cần phải nhận thấy rằng có tác động nhân quả giữa CSTT với sản lượng nền kinh tế. Một mơ hình hồi quy đơn giản về sản lượng dưới tác động của thay đổi CSTT sẽ cho kết quả ước lượng chệnh khi có tác động nhân quả. Chẳng hạn, NHNN thực hiện CSTT nghịch chu kỳ tức điều hành CSTT do tình hình sản lượng nền kinh tế, mà đo lường tác động của CSTT tới sản lượng, lúc này sản lượng và biến đại diện CSTT nội sinh với nhau, hồi quy cho ra kết quả giả mạo. Ước lượng chỉ đúng khi đo lường biến động của sản lượng nền kinh tế mà CSTT là biến ngoại sinh (Romer và Romer, 2004).
Phần này trình bày một khung lý thuyết đơn giản để minh họa vấn đề nhận diện, vốn có trong việc ước tính các tác động của CSTT. Đồng thời chỉ ra rõ ràng hơn tại sao các ước lượng với các phương pháp trước đây của CSTT dường như sẽ làm thiếu sót biến.
Giả sử sản lượng bị ảnh hưởng bởi biến CSTT m (ví dụ phương pháp đo lường CSTT thơng thường như tổng cung tiền, lãi suất thị trường, các chỉ số tiền tệ khác) và một số yếu tố khác:
∆𝒀𝒕 = 𝜶𝟎+ 𝜶𝟏∆𝒎𝒕+ 𝜶𝟐𝒁𝒕+ 𝜶𝟑𝑬𝒕+∈𝒕 (1)
Trong đó:
Yt là sai phân bậc 1 của log GDP thực.
Vetor Z là tổng của nhiều yếu tố khác ảnh hưởng đến tăng trưởng thực tế, như là chi tiêu chính phủ, cú sốc cung và cú sốc cầu nước ngoài.
Vector E là sự kỳ vọng về tăng trưởng trong tương lai.
Để đơn giản độ trễ của các biến được bỏ qua.
NHNN Việt Nam đã phản ứng lại với sự thay đổi sản lượng bằng cách điều chỉnh các chính sách nhằm đạt được mục tiêu kinh tế. NHNN phải xem xét nhiều
biến, bao gồm tăng trưởng sản lượng, các biến trong các vector Z và E, hàm phản ứng với chính sách được viết như sau:
∆𝒎𝒕= 𝜷𝟎+ 𝜷𝟏∆𝒀𝒕+ 𝜷𝟐𝒁𝒕+ 𝜷𝟑𝑬𝒕+ 𝜹𝒕 (2)
Viết lại mơ hình (2) được mơ hình (3) như sau
∆𝒀𝒕 = (−𝜷𝟎 𝜷𝟏) +𝜷𝟏 𝟏∆𝒎𝒕−𝜷𝟐 𝜷𝟏𝒁𝒕−𝜷𝟑 𝜷𝟏𝑬𝒕−𝜷𝟏 𝟏𝜹𝒕 (3)
Hàm phản ứng với chính sách được sắp xếp lại, mơ hình (3) có cùng số biến bên tay phải như mơ hình (1). Vì vậy, chúng ta khơng biết mơ hình hồi quy sản lượng theo những biến này nói lên điều gì. Đó là tác động của CSTT lên sản lượng hay cơ chế phản ứng lại của NHTW với tăng trưởng sản lượng. Nhiều khả năng, đó là sự pha trộn của cả hai. Đây chính là vấn đề nhận diện. Chỉ có những cú sốc ngoại sinh tới biến CSTT - δt ở mơ hình (2), sự thay đổi của CSTT mà độc lập với tốc độ tăng trưởng và những yếu tố khác thuộc vector Z và E có ảnh hưởng đến tốc độ tăng trưởng – có thể dùng để nhận diện ảnh hưởng thật sự của CSTT lên sản lượng.
Thực tế, nhiều nghiên cứu đã xem xét vấn đề nhận diện và đo lường các cú sốc ngoại sinh trong CSTT bằng δt sử dụng mơ hình VAR cấu trúc (Bernanke & Blinder, 1992; Blanchard & Quah, 1989; Christiano, Eichenbaum, & Evans, 1999). Tuy nhiên, ngay cả trong các mơ hình phức tạp nhất cũng khơng thể trình bày hết tất cả các thơng tin về sự biến động của sản lượng trong tương lai điều mà các nhà điều hành chính sách hướng đến. Giả sử rằng mối quan hệ thực sự giữa Y và m được thể hiện trong mơ hình (1) và (2). Tuy nhiên, kỳ vọng về sự thay đổi của sản lượng là khơng thể quan sát được. Vì vậy, vector E được loại bỏ khỏi mơ hình. Mơ hình được viết lại như sau:
∆𝒀𝒕 = 𝜸𝟎 + 𝜸𝟏∆𝒎𝒕+ 𝜸𝟐𝒁𝒕+ 𝝑𝒕 (4)
∆𝒎𝒕= 𝜽𝟎+ 𝜽𝟏∆𝒀𝒕+ 𝜽𝟐𝒁𝒕+ 𝝋𝒕 (5)
𝝑𝒕 = 𝜶𝟑𝑬𝒕+ 𝝐𝒕
𝝋𝒕 = 𝜷𝟑𝑬𝒕+ 𝜹𝒕
Hai sai số này có tương quan với nhau; rõ ràng, biến đại diện cho cú sốc tiền tệ ngoại sinh với các sai số - φt sẽ gây ra ước lượng chệch của CSTT theo sản lượng.
Rõ ràng, việc bỏ sót biến có thể được giảm đến một mức nào đó bằng việc bao gồm nhiều biến kiểm sốt hơn. Tuy nhiên, sự phân tích cơ chế hoạt động của NHNN Việt Nam trong quá khứ chỉ ra rằng, NHNN Việt Nam đã quan sát một số lượng lớn biến số kinh tế khi thiết lập các chính sách mới. Nhiều dữ liệu kinh tế vĩ mơ sơ cấp không được công bố công khai ở Việt Nam, bao gồm luôn cả những con số mà NHNN Việt Nam dự báo về sự phát triển kinh tế trong tương lai. Do đó, những biến bị bỏ sót đóng vai trị quan trọng trong việc dự đốn tác động CSTT của NHNN Việt Nam bằng mơ hình hồi quy đơn giản.
Một mối quan tâm khác là cơ chế điều hành CSTT của NHNN Việt Nam đã thay đổi rất nhiều qua thời gian. Do đó các phản ứng lại của CSTT với sản lượng không mô tả một cách chính xác tại một thời điểm cố định trong mơ hình (2). Thay vào đó, hệ số hồi quy trong các hàm phản ứng sẽ bao gồm nhiều khoảng thời gian khác nhau. Điều này cho thấy nhiều biến kiểm sốt hơn cũng khơng thể loại trừ những ước lượng chệch.
Ước lượng về ảnh hưởng của CSTT bằng phương pháp truyền thống dựa chủ yếu vào mơ hình tương tác qua lại giữa các biến số kinh tế và các biến số đại diện chính sách. Ngược lại, những ước tính theo cách tiếp cận tường thuật tương đối độc lập những mối quan tâm như vậy. Cách tiếp cận tường thuật liên quan đến việc sử dụng các ghi chép lịch sử, chẳng hạn như mô tả về quá trình và lý do đã dẫn đến quyết định của cơ quan điều hành chính sách và những bản báo cáo về nguồn gốc làm xáo trộn tiền tệ (Romer và Romer, 1989: 122; Sun, 2012). Thơng tin này tiết lộ mục đích của NHNN cho mỗi lần dự định thay đổi chính sách. Một số lần dự định
thay đổi không liên quan trực tiếp tới sản lượng cũng không liên quan gián tiếp tới những nhân tố mà những nhân tố này có tác động đến tốc độ tăng trưởng. Bằng cách này, có thể chỉ ra rằng sự thay đổi chính sách là yếu tố ngoại sinh với nền kinh tế ở hiện tại và tương lai.
Những thay đổi chính sách tiền tệ ngoại sinh được xác định bằng Δmtu
∆𝐘𝐭 = 𝛒𝟎+ 𝛒𝟏∆𝐦𝐭𝐮+ 𝛚𝐭 (6)
Với sai số ωt, bao gồm tác động của tất cả các yếu tố khác đến tăng trưởng sản lượng. Mơ hình hồi quy này có vẻ khá đơn giản nhưng cũng tạo ra một ước lượng không chệch khi ước lượng tác động của CSTT lên sản lượng thông qua cách tiếp cận tường thuật. Biến Δmtu được xác định như là những sự thay đổi trong CSTT có liên quan tới bất kỳ cú sốc nào của ωt mà ảnh hưởng đến sản lượng. Do đó, trong các phần tiếp theo bài nghiên cứu sẽ sử dụng mơ hình hồi quy này và mở rộng thêm để đánh giá tác động của CSTT ở Việt Nam lên sản lượng. Mặt khác, ước lượng khơng chệch với hồi quy đơn giản của phương trình (6) phụ thuộc chủ yếu vào xác định được các cú sốc trong Δmtu không tương quan với các quyết định để tăng trưởng sản lượng. Bài nghiên cứu bổ sung các phân tích thực nghiệm với kiểm định tính vững trong phần cuối cùng để kiểm định giả thiết này.