Period S.E. DLOPW DWI DLIP DLCPI DLM I DLNEER
1 0.079783 6.213487 0.449471 0.005381 93.33166 0.000000 0.000000 0.000000 2 0.081445 15.52138 0.726218 0.005071 76.56299 0.033415 2.688332 4.462590 3 0.082826 13.67448 16.06697 0.018101 56.67795 0.114117 1.789037 11.65934 4 0.084363 14.33628 13.04293 0.499270 58.30064 1.109460 2.739253 9.972162 5 0.085994 17.81546 13.29583 0.972371 53.34322 3.015377 2.762111 8.795632 6 0.086168 18.15019 13.11405 0.921372 53.39966 3.813334 2.534104 8.067297 7 0.086763 19.16504 12.70884 1.029657 50.09922 6.444929 2.673444 7.878867 8 0.087286 18.89730 12.45586 1.055741 49.64948 7.611546 2.663105 7.666965 9 0.087820 18.51762 11.94013 1.057628 48.14644 9.780394 2.966945 7.590853 10 0.088237 18.24215 11.79548 1.103847 47.35589 10.77016 3.139888 7.592593 11 0.088644 17.90774 11.58374 1.088545 46.55506 12.17340 3.190728 7.500785 12 0.089029 17.68152 11.49518 1.139623 45.95524 12.90902 3.321597 7.497816
Kết quả phân rã phương sai chỉ số giá tiêu dùng (bảng 4.6) cho thấy sự thay đổi của chỉ số giá tiêu dùng phụ thuộc vào chính nó trong tháng đầu tiên, chiếm đến 93% nhưng khi độ trễ càng lớn thì sự thay đổi của chỉ số giá tiêu dùng phụ thuộc nhiều vào các biến cịn lại, chỉ chiếm 46% vào chính nó sau 12 tháng ảnh hưởng của cú sốc và phụ thuộc vào các nhân tố khác như: giá dầu thế giới chiếm 18%, lãi suất thế giới chiếm 11%, cung tiền chiếm 13% và tỷ giá hối đối chiếm 7%. Bài nghiên cứu, cho thấy chính sách tiền tệ trong nước tác động rất lớn đến chỉ số giá tiêu dùng, đặc biệt là cung tiền, kế tiếp là tỷ giá hối, qua đây cho thấy tỷ giá hối đoái cũng là một kênh quan trọng ảnh hưởng đến lạm phát ở Việt Nam. Ngoài ra, chỉ số giá tiêu dùng lại bị tác động bởi yếu tố bên ngoài mạnh hơn các yếu tố trong nước, giá dầu thế giới và lãi suất thế giới chiếm đến 29% sau 12 tháng ảnh hưởng của cú sốc. Bài nghiên cứu, cho thấy nền kinh tế Việt Nam là nền kinh tế mở, dễ bị tổn thương bởi cú sốc bên ngoài, đặc biệt là giá dầu thế giới.
Bảng 4.7: Phân rã phương sai cung tiền
Period S.E. DLOPW DWI DLIP DLCPI DLM I DLNEER
1 0.079783 0.040917 0.039901 0.157624 0.206149 99.55541 0.000000 0.000000 2 0.081445 0.045163 0.122689 0.328180 1.345673 89.49171 3.396446 5.270136 3 0.082826 4.286303 2.000971 0.314557 2.085724 82.41210 3.258135 5.642209 4 0.084363 5.940997 3.324777 0.481855 2.339424 79.19997 3.161193 5.551785 5 0.085994 6.108510 3.475140 0.467190 2.609816 78.73778 3.165243 5.436320 6 0.086168 6.562562 4.493507 0.581772 3.258759 76.34239 3.452329 5.308676 7 0.086763 7.166042 6.247396 0.730028 3.414247 73.86235 3.346579 5.233357 8 0.087286 7.265501 6.746280 0.739289 3.401972 73.19196 3.330960 5.324039
9 0.087820 7.265594 6.757705 0.738464 3.475503 73.07774 3.326556 5.358438
10 0.088237 7.253969 7.268939 0.748433 3.451744 72.52809 3.304259 5.444567
11 0.088644 7.225244 7.502525 0.745299 3.439953 72.26584 3.290766 5.530369
12 0.089029 7.214828 7.503586 0.744789 3.449065 72.23249 3.285514 5.569727
Kết quả phân rã phương sai cung tiền (bảng 4.7) cho thấy thay đổi cung tiền phụ thuộc vào chính nó trong tháng đầu tiên chiếm 99% nhưng độ trễ càng lớn thì cung tiền phụ thuộc nhiều vào nhân tố khác, chỉ phụ thuộc 72% vào chính nó sau 12 tháng ảnh hưởng của cú sốc và các nhân tố khác tác động đến cung tiền như: giá dầu thế giới và lãi suất thế giới chiếm 7%, lãi suất trong nước và chỉ số giá tiêu dùng chiếm 3%, tỷ giá hối đoái chiếm 6%. Điều này, cho thấy cung tiền thay đổi phụ thuộc lớn vào chính nó, rất ít phụ thuộc vào các yếu tố khác, trong đó nhiều nhất là yếu tố bên bên ngồi chiếm đến 14%. Trong khi đó, sản lượng chỉ giải thích 0.7% cho sự thay đổi cung tiền, đồng nghĩa cung tiền tăng khơng có tác dụng đến sự tăng trưởng kinh tế.
Bảng 4.8: Phân rã phương sai lãi suất
Period S.E. DLOPW DWI DLIP DLCPI DLM I DLNEER
1 0.079783 16.64665 15.07927 0.071088 0.472569 0.041728 67.68870 0.000000 2 0.081445 26.94866 6.216940 0.083342 3.075548 0.029434 63.64534 0.000737 3 0.082826 31.98061 3.644586 0.063667 7.253557 0.038710 56.85529 0.163573 4 0.084363 36.38730 2.688579 0.092346 11.93830 0.040042 48.10740 0.746026 5 0.085994 37.70929 3.854649 0.090436 16.55117 0.037062 40.21087 1.546528 6 0.086168 37.30724 7.368180 0.154862 20.14095 0.068296 33.09351 1.866966 7 0.086763 36.29770 10.97952 0.259065 22.63864 0.253690 27.70864 1.862743 8 0.087286 35.18109 13.57855 0.381394 24.61087 0.731900 23.82795 1.688252 9 0.087820 34.21858 15.57545 0.480368 25.84009 1.450419 20.95642 1.478677 10 0.088237 33.30720 17.17543 0.555540 26.36066 2.440556 18.82679 1.333826 11 0.088644 32.45806 18.17885 0.642380 26.53864 3.629571 17.28588 1.266614 12 0.089029 31.67350 18.69820 0.729821 26.55020 4.912233 16.18214 1.253909
Kết quả phân rã phương sai lãi suất (bảng 4.8) cho thấy sự thay đổi lãi suất phụ thuộc lớn vào các nhân tố khác ngay tháng đầu tiên chiếm 68% và phụ thuộc vào chính nó chỉ chỉ chiếm 16% sau 12 tháng ảnh hưởng của cú sốc và các nhân tố khác như: giá dầu thế giới chiếm 32%, lãi suất thế giới chiếm 19%, chỉ số giá tiêu dùng chiếm 27%, cung tiền chỉ chiếm 5%. Bài nghiên cứu, cho thấy sự thay đổi của lãi suất trong nước được giải thích phần lớn bởi sự thay đổi các yếu tố bên ngoài như lãi suất và giá dầu thế giới, yếu tố trong nước chỉ có chỉ số giá tiêu dùng đóng
góp lớn đến sự thay đổi lãi suất trong nước chiếm đến 27% sau 12 tháng ảnh hưởng của cú sốc. Điều này, cho thấy lãi suất là một trong những công cụ được sử dụng để ổn định giá trong nước. Sản lượng chỉ giải thích 0.7% cho sự thay đổi lãi suất, cho thấy sản lượng hầu như không bị ảnh hưởng bởi lãi suất sau 12 tháng ảnh hưởng của cú sốc.
Bảng 4.9: Phân rã phương sai tỷ giá hối đoái
Period S.E. DLOPW DWI DLIP DLCPI DLM I DLNEER
1 0.079783 0.247477 0.618784 2.311853 2.437193 0.050091 3.207687 91.12691 2 0.081445 0.291689 3.292306 2.425445 2.290601 0.120782 6.139050 85.44013 3 0.082826 0.627784 3.300112 2.437796 2.262663 0.184205 6.348525 84.83892 4 0.084363 1.058802 3.441503 2.384723 2.306204 0.177050 9.775074 80.85664 5 0.085994 1.091657 4.674365 2.360150 2.442985 0.173292 9.607913 79.64964 6 0.086168 1.182025 4.793221 2.417393 2.500242 0.214951 9.572124 79.32004 7 0.086763 1.373767 4.770981 2.424590 2.606907 0.221978 9.528428 79.07335 8 0.087286 1.377001 5.500182 2.402413 2.696478 0.221024 9.459979 78.34292 9 0.087820 1.377484 5.907579 2.396609 2.741199 0.235952 9.423225 77.91795 10 0.088237 1.381004 5.957328 2.397641 2.765454 0.304938 9.409169 77.78447 11 0.088644 1.379454 5.971068 2.399728 2.799024 0.348350 9.399723 77.70265 12 0.089029 1.394578 6.003151 2.397457 2.802121 0.400606 9.385627 77.61646
Kết quả phân rã phương sai tỷ giá hối đoái (bảng 4.9) cho thấy tỷ giá hối đoái thay đổi phụ thuộc chủ yếu vào chính nó chiếm 78% sau 12 tháng ảnh hưởng của cú sốc và các yếu tố khác như: lãi suất trong nước chiếm 9%, lãi suất thế giới chiếm 6%, chỉ số giá tiêu dùng chiếm 3% và sản lượng công nghiệp chiếm 2%. Sau 12 tháng, sự thay đổi của tỷ giá hối đối được giải thích chủ yếu là chính nó và các nhân tố khác giải thích nhiều nhất là lãi suất trong nước, lãi suất thế giới, chỉ số giá tiêu dùng chiếm 3%, các nhân tố cịn lại giải thích khơng đáng kể.
4.8 Thảo luận kết quả
Dựa vào kết quả phân tích hàm phản ứng xung và phân tích phương sai, bài nghiên cứu tìm thấy:
Chính sách tiền tệ ở Việt Nam rất ít tác động đến sản lượng, kể cả chính sách tiền tệ thu hẹp và mở rộng. Nguyên nhân của việc tăng cung tiền không tác động đến sản lượng là việc tăng cung tiền có thể đã không đi đúng hướng mà rẻ sang
hướng khác, đó là đổ vào thị trường bất động sản và chứng khốn, vì hai thị trường này có giai đoạn tăng rất nóng (hình 4.4 thể hiện cung tiền tăng mà sản lượng công nghiệp không tăng và thị trường chứng khốn có giai đoạn tăng nóng). Thị trường bất động sản tăng cao tạo thành bong bóng, đến nay đã đổ vỡ.
Hình 4.4: Cung tiền, sản lượng công nghiệp, chỉ số VNINDEX năm 2002-2010
Nguồn: Hose, IMF
Nhưng chính sách tiền tệ lại ảnh hưởng mạnh đến lạm phát, đặc biệt là chính sách tiền tệ mở rộng bằng cách tăng cung tiền làm cho lạm phát tăng đáng kể, bắt đầu từ tháng thứ 3 và lập đỉnh ở tháng thứ 7. Điều này, cho thấy chính tiền tệ của Việt Nam kém hiệu quả trong việc kích thích nền kinh tế tăng trưởng nhưng lại gây tác động xấu là làm tăng lạm phát (hình 4.5 cho thấy cung tiền tăng lạm phát tăng). Điển hình, là năm 2007 cung tiền (M2) tăng 43,7%, mức tăng kỷ lục trong giai đoạn 2001-2012, là một trong nguyên nhân quan trọng gây ra lạm phát cao vào năm 2008 (23%). Ngược lại, chính sách tiền tệ thu hẹp bằng cách tăng lãi suất lại tác động đến lạm phát khơng cao, điển hình là năm 2008 lãi suất tăng rất cao có thời điểm lên gần 20% nhưng lạm phát vẫn khơng giảm.
Hình 4.5: Cung tiền và chỉ số giá tiêu dùng năm 2003-2012
Nguồn: IMF
Mối quan hệ giữa cung tiền và lãi suất tồn tại bất hợp lý, là cung tiền tăng nhưng lãi suất không giảm mà lại tăng bắt đầu từ tháng thứ 5. Ngược lại, lãi suất tăng làm cung tiền giảm trong 3 tháng đầu tiên phù hợp với lý thuyết. Điển hình, từ năm 2008 đến nay, NHNN đã đưa ra nhiều chính sách kích thích thơng qua kênh tín dụng để hỗ trợ nền kinh tế, điều này đã làm cho cung tiền tăng đáng kể nhưng kết quả của của tăng cung tiền không làm cho lãi suất giảm xuống mà lại tăng cao. Nguyên nhân là các ngân hàng đang tồn tại một cuộc chạy đua lãi suất huy động vốn, điều này cho thấy thanh khoản của các ngân hàng trong thời gian qua có vấn đề (nguyên nhân cung tín dụng tăng nhưng nợ xấu cũng tăng theo đã ảnh hưởng lớn đến thanh khoản của ngân hàng, vì vậy dẫn đến cuộc chạy đua huy động vốn dẫn đến tăng lãi suất huy động).
Tỷ giá hối đoái được thống kê theo tỷ giá liên ngân hàng vào cuối tháng mà tỷ giá này được kiểm soát bởi NHNN, chưa phản ánh đúng bản chất của cung cầu trên thị trường nên kết quả của bài nghiên cứu cho thấy tỷ giá hối không phụ thuộc vào cú sốc chính sách tiền tệ.
Chính sách tiền tệ mở rộng bằng cách tăng cung tiền và chính sách tiền tệ thu hẹp bằng cách tăng lãi suất ở Việt Nam rất ít ảnh hưởng đến sản lượng, khơng có xu hướng rõ ràng và sự thay đổi của sản lượng chủ yếu do sự thay đổi của chính nó, rất ít phụ thuộc vào các yếu tố khác (phù hợp với Phạm Thế Anh (2008) và Trần Ngọc Thơ và cộng sự (2013) trước WTO, trừ nghiên cứu của Lê Việt Hùng và Wade D.Pfau (2008) cho thấy chính sách tiền tệ ảnh hưởng lớn đến sản lượng). Ngược
lại, Sayyed Mahdi Ziaei (2012) nghiên cứu ở Ả rập Saudi, cho thấy chính sách tiền tệ thu hẹp bằng cách tăng lãi suất ảnh hưởng rất lớn đến sản lượng.
Đối với chính sách tiền tệ mở rộng bằng cách tăng cung tiền làm tăng lạm phát với độ trễ 3 tháng (phù hợp với kết quả nghiên cứu của Lê Việt Hùng và Wade
D.Pfau (2008) và Trần Ngọc Thơ và cộng sự (2013) lạm phát tăng với độ trễ 3 tháng), trong khi đó với chính sách tiền tệ thu hẹp bằng cách tăng lãi suất có xu
hướng kéo lạm phát giảm nhưng không rõ ràng (nghiên cứu của Nguyễn Thế Anh (2008) lạm phát giảm thời gian khoảng 2-3 tháng, nghiên cứu của Trần Ngọc Thơ và cộng sự (2013) giai đoạn sau gia nhập WTO lạm phát giảm với độ trễ 6 tháng).
Phù hợp với Sayyed Mahdi Ziaei (2012) nghiên cứu ở Ả rập Saudi, cho thấy chính sách tiền tệ thu hẹp bằng cách tăng lãi suất rất ít ảnh hưởng đến lạm phát.
Đối với tỷ giá hối đoái chịu ảnh hưởng bởi chính sách tiền tệ khơng có xu hướng rõ ràng cả hai trường hợp mở rộng và thu hẹp (phù hợp tất cả các nghiên cứu
về Việt Nam ở trên). Ngược lại, Sayyed Mahdi Ziaei (2012) nghiên cứu ở Ả rập
Saudi, cho thấy chính sách tiền tệ thu hẹp bằng cách tăng lãi suất ảnh hưởng làm tỷ giá hối đoái tăng với đỉnh sau 1 quý.
5.Kết luận
Thơng qua phân tích cú sốc của chính sách tiền tệ ảnh hưởng đến các biến vĩ mô ở Việt Nam theo cách tiếp cận mơ hình SVAR, bài nghiên cứu đã đưa ra được kết quả khảo sát thực nghiệm về ảnh hưởng của cú sốc chính sách tiền tệ đến các biến vĩ mô như sau:
Sản lượng: rất ít bị ảnh hưởng bởi cú sốc chính sách tiền tệ, khơng có xu hướng rõ ràng (bao gồm cả CSTT tiền tệ mở rộng và thu hẹp). Sự thay đổi của sản lượng phụ thuộc phần lớn vào chính nó chiếm 83% sau thời gian 12 tháng ảnh hưởng của cú sốc. Điều này cho thấy chính sách tiền tệ của Việt Nam kém hiệu quả trong việc giúp nền kinh tế tăng trưởng hoặc giúp nền kinh tế phục hồi khi gặp suy thoái bằng cách tăng cung tiền.
Chỉ số giá tiêu dùng: đối với chính sách tệ mở rộng làm tăng chỉ số giá tiêu dùng với độ trễ khoảng 3 tháng nhưng chính sách tiền tệ thắt chặt chỉ làm chỉ số giá tiêu dùng có xu hướng giảm nhưng khơng rõ ràng. Sự thay đổi chỉ số giá tiêu dùng sau 12 tháng kể từ khi cú sốc xảy ra bị ảnh hưởng bởi nhiều nhân tố, trong đó các nhân tố bên ngoài (lãi suất thế giới, giá dầu thế giới) chiếm đến 29%, cung tiền chiếm 13%, tỷ giá hối đoái chiếm 7%. Điều này, cho thấy chỉ số giá tiêu dùng dễ bị tổn thương bởi cú sốc bên ngồi mạnh hơn cú sốc trong nước. Đây chính là nhược điểm của nền kinh tế Việt Nam, phụ thuộc quá lớn vào các yếu tố bên ngoài (đặc biệt là giá dầu thế giới) khi mà nền kinh tế Việt Nam ngày càng hội nhập sâu vào nền kinh tế thế giới. Bài nghiên cứu cũng cho thấy việc tăng cung tiền lại rất dễ gây ra lạm phát nhưng tăng lãi suất nhằm kiềm chế lạm phát lại phát huy tác dụng không cao.
Tỷ giá hối đoái: Đối với tỷ giá hối đối khơng chịu ảnh hưởng bởi chính sách tiền tệ cả hai trường hợp mở rộng và thu hẹp. Nhưng tỷ giá hối đối tăng lại có ảnh hưởng lớn đến lạm phát.
Nghiên cứu cú sốc của chính sách tiền tệ ảnh hưởng đến các biến vĩ mô ở Việt Nam với cách tiếp cận mơ hình SVAR, đã cho thấy ảnh hưởng của cú sốc
chính sách tiền tệ đến các biến vĩ mơ như thế nào. Mặc dù, đã có rất nhiều cố gắng để hoàn thành bài nghiên cứu nhưng bài nghiên cứu chưa thể bao quát hết các kênh truyền dẫn chính tiền tệ để phân tích như kênh giá tài sản, kênh tín dụng và kênh kỳ vọng. Ngồi ra, bài nghiên cứu cũng chưa phân tích chính sách tiền tệ bị ảnh hưởng bởi chính sách tài khố. Do đó, một trong những hướng mà bài nghiên cứu có thể mở rộng sâu hơn bằng cách đưa kênh giá tài sản như giá chứng khoán, giá bất động sản, kênh tín dụng và kênh kỳ vọng để phân tích chính sách tiền tệ ảnh hưởng đến các biến vĩ mô ở Việt Nam.
Danh mục tài liệu tham khảo
Tiếng Việt
1. Nguyễn Thế Anh, 2008. Ứng dụng mơ hình SVAR trong việc xác định hiệu ứng của chính sách tiền tệ và dự báo lạm phát ở Việt Nam, Khoa Kinh tế
học, Đại học kinh tế quốc dân.
2. Trần Ngọc Thơ và cộng sự, 2013. Cơ chế truyền dẫn chính sách tiền tệ ở Việt Nam, Đề tài nghiên cứu khoa học – mã số: CS- 2013-21, Đại học kinh tế
kinh tế TP.HCM.
Tiếng Anh
1. Bhuiyan, Rokon, 2008. Monetary transmission mechanism in a small open economy: a Bayesian structural VAR approach, Queens Economics Department Working Paper, No. 1183.
2. Bhuiyan, Rokon, 2012. The Effects of Monetary Policy Shocks in Bangladesh: A Bayeesian Structural VAR Approach, International Economic Journal, Volume 26, Issue 2, 2012.
3. Brooklyn College. VAR Models. <userhome.brooklyn.cuny.edu/economics/
muctum/EconometricsG/VAR.doc>.
4. Bruno Coric et al., 2012. Monetary Policy Effects on Output and Prices:
International Evidence. Department of Economics, University of Split.
5. Cushman, David O. and Tao Zha, 1997. Identifying monetary policy in small open economy under flexible exchange rates, Journal of Monetary Economics, 39, 433-448.
6. Eichenbaum, Martin and Charles Evans, 1995. Some empirical evidence on the effects of shocks to monetary policy on exchange rate, Quarterly Journal
7. Javid, Muhammad and Munir, Kashif, 2011. The price puzzle and monetary policy transmission mechanism in Pakis: Structual vector autoregressive approach, MPRA Paper, No. 30670, posted 04. May 2011
8. Faust, Jon and John H. Rogers, 2003. Monetary policy’s role in exchage rate behavior, Journal of Monetary Economics, 50, 1403-24.
9. Frederic S. Mishkin, 1996. The channels of Monetary Transmission: Lessons for Monetary Policy, NBER Working Paper.
10.Frederic S. Mishkin, 2004. Economics of Money, Banking and Financial Markets 7th edition, Addison Wesley, ISBN-10: 0321062736.
11. Kahn, Michael, Shmuel Kandel, and Oded Sarig, 2002. Real and nominal effects of central bank monetary policy, Journal of Monetary Economics, 49,
1493-1519.
12.Kim, S., & Roubini, N, 2000. Exchange rate anomalies in the industrial