Chuỗi lãi suất (y)
ADF PP Đồng liên kết của chuỗi lãi
suất (y) với chuỗi lãi suất (x) t-statistic Prob. t-statistic Prob.
Interbank (1) -2.4648 0.0148 -2.4937 0.0138 Đồng liên kết Treasury (1) -2.5684 0.0114 -2.6256 0.0098 Đồng liên kết Interbank (2) -2.4247 0.0164 -2.5019 0.0135 Đồng liên kết Treasury (2) -2.7138 0.0078 -2.7559 0.0070 Đồng liên kết Lending (3) -4.3160 0.0001 -3.4124 0.0011 Đồng liên kết Deposit (3) -3.4406 0.0010 -3.4513 0.0010 Đồng liên kết Lending (4) -3.2002 0.0020 -3.2338 0.0018 Đồng liên kết Deposit (4) -3.5703 0.0007 -3.6558 0.0005 Đồng liên kết
Nguồn: Kết quả ước lượng trên phần mềm Eviews 6.0.
Ghi chú: (1): Chuỗi lãi suất (x) là lãi suất tái chiết khấu (rediscount); (2): Lãi suất tái cấp vốn (refinance); (3) : Lãi suất liên ngân hàng (Interbank); (4): Lãi suất trái phiếu (Treasury)
Từ kết quả kiểm định trên ta thấy giá trị p-value của phần dư nhỏ hơn α. Cụ thể, giá trị p-value theo phương pháp ADF của phần dư của cặp lãi suất rediscount – interbank là 0.0148; rediscount – treasury là 0.0114; refinance – interbank là 0.0164; refinance – treasury là 0.0078; interbank – lending là 0.0001; interbank – deposit là 0.0010; treasury – lending là 0.0020; treasury – deposit là 0.0007, do đó chúng ta bác bỏ giả thuyết H0, phần dư dừng, nghĩa là có mối quan hệ dài hạn (quan hệ đồng liên kết) giữa biến lãi suất chính sách,
lãi suất thị trường tiền tệ và lãi suất bán lẻ. Điều này tạo điều kiện cho chúng ta chạy mơ hình ECM.
4.4. Sự dẫn truyền trong ngắn hạn và tốc độ điều chỉnh theo sự thay đổi lãi suất thị trường: lãi suất thị trường:
Để phân tích biến động ngắn hạn của sự thay đổi lãi suất phản ứng với sự thay đổi lãi suất thị trường tiền tệ chúng tơi dùng mơ hình hiệu chỉnh sai số. Mơ hình hiệu chỉnh sai số được cho như sau :
∆𝑦𝑡 = 𝛽0∆𝑥𝑡+ 𝛿(𝑦𝑡−1− 𝛼0− 𝛼1𝑥𝑡−1) + ∑ 𝛽𝑖∆𝑥𝑡−𝑖 𝑞 𝑖=1 + ∑ 𝛾𝑖∆𝑦𝑡−𝑖 𝑝 𝑖=1 + 𝑣𝑡 𝛽0 : đo lường ảnh hưởng của sự dẫn truyền trong ngắn hạn, 𝛽0 :càng lớn
cho thấy mức độ dẫn truyền càng cao.
𝛿 : là hệ số ước lượng của sai số hiệu chỉnh, cho thấy tốc độ điều chỉnh
theo sự thay đổi lãi suất thị trường.
Bảng 4.4: Kết quả dẫn truyền trong ngắn hạn và tốc độ điều chỉnh Biến phụ thuộc (∆𝑦) 𝛽0 𝛿 Interbank (3) 1.0576 (6.5828) -0.3485* (-2.7665) Treasury (3) 0.3055** (2.4690) -0.1933*** (-1.8727) Interbank (4) 1.0735 (6.8879) -0.3413* (-2.7442) Treasury (4) 0.2742** (2.1934) -0.2002*** (-1.8866) Lending (1) 0.5129 (5.3553) -0.4199* (-3.3680) Deposit (1) 0.6117 (7.4468) -0.3940* (-3.2101) Lending (2) 0.3888** (2.0411) -0.3354* (-2.8151) Deposit (2) 0.4960* (2.6804) -0.3878* (-3.0323)
Nguồn: Kết quả ước lượng trên phần mềm Eviews 6.0. Ghi chú: (1): Biến ∆𝑥 là sự thay đổi lãi suất liên ngân hàng; (2): sự thay đổi lãi suất trái phiếu; (3) sự thay đổi lãi suất tái chiết khấu; (4) sự thay đổi lãi suất tái cấp vốn
Số trong ngoặc là ước tính hệ số t-values
𝛽0 là hệ số truyền dẫn ngắn hạn
𝛿 là tốc độ điều chỉnh
Từ bảng kết quả trên ta thấy trong ngắn hạn sự dẫn truyền từ lãi suất chính sách đến lãi suất liên ngân hàng cao hơn sự dẫn truyền đến lãi suất trái phiếu. Cụ thể, hệ số dẫn truyền từ lãi suất chính sách đến lãi suất liên ngân hàng lần lượt là 1.0576 và 1.0735, hệ số dẫn truyền từ lãi suất chính sách đến lãi suất trái phiếu lần lượt là 0.3055 và 0.2742. Bên cạnh đó, lãi suất liên ngân hàng dẫn truyền lãi suất bán lẻ nhanh hơn lãi suất trái phiếu và khơng hồn tồn, cụ thể hệ số dẫn truyền (β0) của lãi suất liên ngân hàng đến lãi suất tiền gửi là 0.6117 và dẫn truyền đến lãi suất cho vay là 0.5129 cao hơn so với hệ số dẫn truyền của lãi suất trái phiếu đến lãi suất tiền gửi là 0.4960 và dẫn truyền đến lãi suất cho vay là 0.3888. Sự dẫn truyền lãi suất bán lẻ trong ngắn hạn ở Việt Nam xảy ra khơng hồn toàn và mức độ dẫn truyền thấp. Kết quả này đồng nhất với kết quả nghiên cứu của Liu (2006) cũng cho rằng sự dẫn truyền trong ngắn hạn không hoàn toàn và không có sự khác nhau đáng kể trước và sau khi có sự xuất hiện của OCR. Kết quả này cũng đồng nhất với kết quả nghiên cứu của các tác giả Sanusi (2010); Tieman (2004); A. Espinosa (2003); Fazal (2013); Montagnoli (2012); Tai (2012); Di (2014); Bondt (2002) cho rằng lãi suất bán lẻ ngân hàng ở Châu âu thì cứng nhắc trong ngắn hạn, mức độ truyền dẫn từ lãi suất thị trường đến lãi suất bán lẻ ngân hàng trong vòng 1 tháng cao nhất là khoảng 50%.
Bên cạnh đó, tốc độ điều chỉnh lãi suất cho vay khi lãi suất liên ngân hàng và lãi suất trái phiếu thay đổi lần lượt là -0.4199 và -0.3354, tốc độ điều chỉnh lãi suất tiền gửi khi lãi suất liên ngân hàng và lãi suất trái phiếu thay đổi lần lượt là -0.3940 và -0.3878. Tốc độ điều chỉnh âm trong độ biến động của lãi suất, nghĩa là khi lãi suất càng biến động, hàm ý rủi ro càng cao thì mức độ truyền dẫn càng giảm. Nguyên nhân là trong trường hợp này các NHTM e ngại trong việc điều chỉnh lãi suất bán lẻ theo những thay đổi của lãi suất
chính sách do những lo ngại về rủi ro và những bất lợi của chính sách lãi suất mang lại. Kết quả này cũng đồng nhất với kết quả nghiên cứu của Liu (2006) tìm thấy rằng tốc độ điều chỉnh lãi suất âm, đồng thời tốc độ điều chỉnh thấp từ -0.166 đến -0.545 và độ trễ trung bình điều chỉnh là từ 0.74 tháng đến 1.96 tháng. Kết quả này không đồng nhất với kết quả nghiên cứu của Gabe De Bondt (2002) cho rằng tốc độ điều chỉnh lãi suất dương, tốc độ điều chỉnh lãi suất cho vay doanh nghiệp trung bình khoảng 9 tháng và tốc độ điều đỉnh lãi suất cho vay tiêu dùng là khoảng 3 tháng, tác giả cho rằng sự khác nhau về tốc độ điều chỉnh này là do chi phí thơng tin bất cân xứng đối với khoản vay khơng có đảm bảo so với khoản vay có đảm bảo.
4.5. Sự bất đối xứng trong truyền dẫn lãi suất bán lẻ:
Theo Sebastian Roelands (2012), khi lãi suất chính sách tiền tệ tăng, các ngân hàng tăng lãi suất cho vay một cách nhanh chóng với cùng một tỷ lệ. Tuy nhiên, khi lãi suất chính sách giảm, các ngân hàng sẽ điều chỉnh lãi suất cho vay giảm chậm hơn và không hoàn toàn. Tác giả cho rằng sự bất đối xứng này trong truyền dẫn lãi suất bán lẻ có thể được giải thích bởi sự ràng buộc về vốn và thanh khoản.
Để kiểm tra tính bất đối xứng trong truyền dẫn lãi suất bán lẻ ở Việt Nam, kiểm định Wald test phân phối 𝜒2 với giả thuyết 𝐻0: 𝛿2 = 𝛿3 được thực hiện để xem xét sự khác nhau giữa hai hệ số thể hiện tốc độ điều chỉnh về mức cân bằng khi lãi suất ngắn hạn cao hơn hoặc thấp hơn mức cân bằng (𝛿2 và 𝛿3). Nếu giả thuyết 𝐻0 bị bác bỏ thì có sự bất đối xứng trong tốc độ điều chỉnh của các biến động ngắn hạn. Kết quả kiểm định như sau:
Bảng 4.5: Kết quả kiểm định sự bất cân xứng bằng kiểm định Wald test Wald test Biến phụ thuộc (∆𝑦) 𝛽0 𝛿2 𝛿3 𝜒2 (𝛿2=𝛿3) Prob. Lending (1) 0.1688 0.3111 0.0617 4.6970 0.0302 Deposit (1) 0.6533 0.4348 0.0578 3.6323 0.0567 Lending (2) 0.6699 0.5627 0.0891 14.973 0.0001 Deposit (2) 0.7037 0.4435 0.2526 35.207 0.0000
Nguồn: Kết quả ước lượng trên phần mềm Eviews 6.0. Ghi chú: (1): Biến ∆𝑥 là sự thay đổi lãi suất liên ngân hàng; (2): sự thay đổi lãi suất trái phiếu
𝛽0 là hệ số truyền dẫn ngắn hạn
𝛿2: Tốc độ điều chỉnh sai số khi lãi suất trên mức cân bằng 𝛿3: Tốc độ điều chỉnh sai số khi lãi suất dưới mức cân bằng
Như vậy, từ bảng kết quả trên ta thấy p-value nhỏ hơn các mức ý nghĩa 𝛼, nên ta bác bỏ giả thuyết 𝐻0 , nghĩa là có sự bất cân xứng trong truyền dẫn lãi suất bán lẻ. Kết quả này đồng nhất với nghiên cứu của tác giả Nguyễn Khắc Quốc Bảo và Nguyễn Hữu Huy Nhựt (2013), Sebastian Roelands (2012) cho rằng có sự bất cân xứng trong truyền dẫn lãi suất do điều kiện ràng buộc về vốn và thanh khoản của ngân hàng. Kết quả nghiên cứu của tác giả Quốc Bảo (2013) cho thấy rằng lãi suất tái cấp vốn và lãi suất tái chiết khấu không thật sự ảnh hưởng đến lãi suất cho vay ở Việt Nam. Các ngân hàng có khuynh hướng tăng lãi suất cho vay ngay lập tức khi lãi suất tái cấp vốn tăng nhưng ngược lại, khi lãi suất tái cấp vốn giảm thì họ giảm lãi suất cho vay chậm. Tác giả cho rằng có 2 lý do để giải thích cho việc thiếu liên kết giữa lãi suất chính sách và lãi suất cho vay. Thứ nhất, các ngân hàng chỉ hành động
theo mục tiêu lợi nhuận của họ mà không quan tâm đến lợi ích của những nhóm khác. Thứ hai, NHNN kiểm soát lãi suất chủ yếu bằng các biện pháp mệnh lệnh và hành chính. Hơn nữa, giữa người làm chính sách và ngân hàng có mối quan hệ lẫn nhau. Những nguyên nhân đó làm giảm ảnh hưởng của lãi suất tái cấp vốn đến lãi suất cho vay. Tuy nhiên, kết quả nghiên cứu của Liu (2006) thì khơng tìm thấy bằng chứng cho sự bất cân xứng trong truyền dẫn lãi suất. Theo Liu (2006), việc thiếu sự bất cân xứng là do sự cạnh tranh xảy ra giữa các ngân hàng trong những năm gần đây về thị phần ngân hàng.
Bảng 4.6: Bảng tổng hợp các kết quả hồi quy Biến phụ Biến phụ thuộc 𝛼0 𝛼1 Prob. 𝛽0 𝛿 𝛿2 𝛿3 𝜒2 (𝛿2=𝛿3) Prob. Interbank (1) 1.0995*** (1.6491) 0.8600* (8.7896) 0.0201 1.0576 (6.5828) -0.3485* (-2.7665) Treasury (1) 3.6302 (6.0045) 0.6161* (6.9476) 0.0318 0.3055** (2.4690) -0.1933*** (-1.8727) Interbank (2) -0.7034*** (-0.8298) 0.8774 (8.8856) 0.0009 1.0735 (6.8879) -0.3413* (-2.7442) Treasury (2) 2.3207* (3.0242) 0.6308* (7.0567) 0.0286 0.2742** (2.1934) -0.2002*** (-1.8866) Lending (3) 7.6413 (15.0310) 0.6794 (9.5253) 0.0000 0.5129 (5.3553) -0.4199* (-3.3680) 0.3111 0.0617 4.6970 0.0302 Deposit (3) 3.9007 (8.7597) 0.7832 (12.5349) 0.0003 0.6117 (7.4468) -0.3940* (-3.2101) 0.4348 0.0578 3.6323 0.0567
Lending (4) 6.6910 (7.3432) 0.7130* (6.1248) 0.0077 0.3888** (2.0411) -0.3354* (-2.8151) 0.5627 0.0891 14.973 0.0001 Deposit (4) 2.3671* (2.8722) 0.8810 (8.3668) 0.0000 0.4960* (2.6804) -0.3878* (-3.0323) 0.4435 0.2526 35.207 0.0000
Nguồn: Kết quả ước lượng trên phần mềm Eviews 6.0. Ghi chú: (1): Biến độc lập là lãi suất tái chiết khấu (rediscount); (2): Lãi suất tái cấp vốn (refinance); (3) : Lãi suất liên ngân hàng (Interbank); (4): Lãi suất trái phiếu (treasury)
Số trong ngoặc là hệ số ước tính t-ratios
𝛽0 là hệ số truyền dẫn ngắn hạn
𝛿 là tốc độ điều chỉnh
𝛿2: Tốc độ điều chỉnh sai số khi lãi suất trên mức cân bằng 𝛿3: Tốc độ điều chỉnh sai số khi lãi suất dưới mức cân bằng *: mức ý nghĩa 1%; **: mức ý nghĩa 5%; *** mức ý nghĩa 10%
4.6. Kết luận :
Kết quả nghiên cứu trên cho thấy trong dài hạn mức độ truyền dẫn lãi suất xảy ra không hoàn toàn, và mức độ truyền dẫn từ lãi suất chính sách đến lãi suất liên ngân hàng cao hơn mức độ truyền dẫn từ lãi suất chính sách đến lãi suất trái phiếu. Sự dẫn truyền đến lãi suất tiền gửi thì nhanh hơn so với lãi suất cho vay và hầu như là không hoàn toàn. Kết quả này đồng nhất với kết quả nghiên cứu của tác giả Sorensen (2006); Marotta (2008); Byungchul Yu (2013); Pil Nee Tai (2012); Akberto Motagnoli (2012); Sheikh Khurram Fazal (2013); Marco A. Espinosa (2003); Alexander Tieman (2004); Dongyang Di (2014) cho rằng sự dẫn truyền lãi suất không hoàn toàn trong dài hạn. Nhưng không đồng nhất với kết quả nghiên cứu của các tác giả Liu (2006); Cuaresma (2002); Fuertes (2008), cho rằng quá trình truyền dẫn lãi suất xảy ra hoàn toàn chỉ đối với một vài lãi suất bán lẻ.
Kết quả nghiên cứu trên cho thấy trong ngắn hạn sự dẫn truyền lãi suất không hoàn toàn và mức độ truyền dẫn thấp, mức dẫn truyền đến lãi suất tiền gửi cao hơn mức dẫn truyền đến lãi suất cho vay. Kết quả này cũng đồng nhất với kết quả nghiên cứu của các tác giả Sanusi (2010); Tieman (2004); A. Espinosa (2003); Fazal (2013); Montagnoli (2012); Tai (2012); Di (2014); Bondt (2002) cũng cho rằng sự dẫn truyền trong ngắn hạn không hoàn toàn.
Kết quả nghiên cứu trên cũng cho thấy tốc độ điều chỉnh âm trong độ biến động của lãi suất, nghĩa là khi lãi suất càng biến động, hàm ý rủi ro càng cao thì mức độ truyền dẫn càng giảm. Kết quả nghiên cứu cũng cho thấy có sự bất cân xứng trong truyền dẫn lãi suất bán lẻ. Kết quả này đồng nhất với nghiên cứu của tác giả Nguyễn Khắc Quốc Bảo và Nguyễn Hữu Huy Nhựt (2013), Sebastian Roelands (2012) cho rằng có sự bất cân xứng trong truyền dẫn lãi suất. Tuy nhiên, kết quả nghiên cứu của Ming – Hua Liu (2006) thì khơng tìm thấy bằng chứng cho sự bất cân xứng trong truyền dẫn lãi suất.
CHƯƠNG 5: KẾT LUẬN VÀ ĐỊNH HƯỚNG CHÍNH SÁCH 5.1. Kết luận 5.1. Kết luận
Phân tích mức độ truyền dẫn lãi suất có ý nghĩa vơ cùng quan trọng trong việc đánh giá hiệu quả chính sách tiền tệ của NHTW.
Trong bài luận văn này, chúng tôi xem xét mức độ truyền dẫn lãi suất từ lãi suất chính sách đến lãi suất bán lẻ trong ngắn hạn và dài hạn để xem mức độ truyền dẫn lãi suất bán lẻ như thế nào khi lãi suất chính sách thay đổi. Đồng thời kiểm tra xem có hay khơng có sự bất cân xứng trong truyền dẫn lãi suất bán lẻ. Các kết quả nghiên cứu chính từ phân tích thực nghiệm cho thấy:
(i) Mức độ truyền dẫn không hoàn toàn cả trong ngắn hạn và dài hạn từ lãi suất chính sách và lãi suất thị trường đến lãi suất bán lẻ. Mức độ truyền dẫn đến lãi suất tiền gửi cao hơn lãi suất cho vay. Điều này cho thấy rằng Ngân Hàng Nhà Nước Việt Nam chưa sử dụng hiệu quả công cụ lãi suất để điều hành chính sách tiền tệ. Bên cạnh đó, kết quả nghiên cứu cịn cho thấy tốc độ điều chỉnh lãi suất âm, nghĩa là khi lãi suất càng biến động, hàm ý rủi ro càng cao thì tốc độ điều chỉnh càng giảm. Nguyên nhân là trong trường hợp này các NHTM e ngại trong việc điều chỉnh lãi suất bán lẻ theo những thay đổi của lãi suất chính sách do những lo ngại về rủi ro và những bất lợi của chính sách lãi suất mang lại.
(ii) Kết quả nghiên cứu cịn cho thấy có sự bất cân xứng trong truyền dẫn lãi suất. Nguyên nhân của sự bất cân xứng là do các ngân hàng bị ràng buộc về vốn và thanh khoản (Nguyễn Khắc Quốc Bảo và Nguyễn Hữu Huy Nhựt,2013)
Từ góc độ lý thuyết kinh tế, chúng ta có thể nhận xét thấy hiệu quả của chính sách tiền tệ ở Việt Nam là chưa cao.
5.2. Định hướng chính sách
Dựa trên kết quả phân tích ở chương 4, cho thấy sự thay đổi trong chính sách tiền tệ dẫn truyền đến lãi suất bán lẻ. Tuy nhiên sự dẫn truyền khơng hồn tồn. Tốc độ điều chỉnh lãi suất âm. Đồng thời, kết quả nghiên cứu cũng cho thấy có sự bất cân xứng trong truyền dẫn lãi suất bán lẻ. Xuất phát từ kết quả nghiên cứu này, chúng tơi đưa ra một số đề xuất chính sách nhằm nâng cao hiệu quả của chính sách tiền tệ thơng qua kênh lãi suất, cụ thể như sau:
- Tăng cường tính minh bạch trong chính sách tiền tệ để nâng cao mức độ truyền dẫn lãi suất;
- Thực hiện tự do hóa lãi suất, làm thơng thống cấu trúc tài chính, giúp cho lãi suất bán lẻ có thể nhanh chóng thay đổi theo cung cầu thị trường;
- Xây dựng một chính sách phù hợp, nghiêm minh, công bằng, tránh sự thông đồng sắp xếp giá giữa các ngân hàng thương mại và các tổ chức tín dụng nhằm giảm tính cứng nhắc trong điều chỉnh lãi suất;
- Ổn định lãi suất, tránh những tác động không tốt của biến động lãi suất làm giảm mức độ và tốc độ điều chỉnh của quá trình truyền dẫn.
5.3. Hạn chế của bài luận văn
Bài luận văn mới chỉ kiểm định trong một giới hạn nhỏ về dữ liệu. Do đó cần thiết có những nghiên cứu sâu hơn, chi tiết hơn, như việc phân tích truyền dẫn cho từng loại lãi suất tiền gửi và cho vay với các kỳ hạn khác nhau, các thời kỳ khác nhau, xem xét tác động của q trình hội nhập, tự do hóa tiền tệ, và yếu tố khủng hoảng tài chính đến q trình truyền dẫn. Những nghiên cứu này nhằm làm rõ quá trình truyền dẫn lãi suất và các đặc điểm tác động đến nó để từ đó đưa ra được những biện pháp phù hợp. Cuối cùng là nâng cao vai trị chính sách tiền tệ thơng qua kênh lãi suất, góp phần thúc đẩy