Chương 2 : Tổng quan các kết quả nghiên cứu trước đây
3.2. Mô tả các biến
Ngân hàng Nhà nước quản lý lãi suất thông qua 3 loại lãi suất: lãi suất cơ bản, lãi suất tái chiết khấu, lãi suất tái cấp vốn. Tuy nhiên, lãi suất cơ bản hầu như không thay đổi hoặc thay đổi rất ít. Do đó, khơng thích hợp để nghiên cứu. Vì vậy, chúng tơi chọn biết lãi suất tái chiết khấu và lãi suất tái cấo vốn là biến đại diện cho biến lãi suất chính sách ở Việt Nam.
Lãi suất tái chiết khấu (rediscount) là lãi suất thực hiện trên cơ sở đối tượng là các giấy tờ có giá. Ví dụ như: Hối phiếu, lệnh phiếu, Trái phiếu , ...Các ngân hàng sẽ chấp nhận trả tiền cho người cầm (hoặc sở hữu các giấy đó) để đổi lại một khoản lời mà ta gọi là lãi suất chiết khấu và thu lại khoản tiền của họ đối với người thanh tốn ghi trên đó khi đến hạn. Các ngân hàng này lại cần tiền nhưng các giấy tờ đó chưa đến hạn thanh toán họ bán lại các khoản sẽ thu này cho NHTW để đổi lấy tiền mặt và bớt lại cho NHTW một khoản, ta gọi đó là lãi suất tái chiết khấu. Theo nghiên cứu của Sanusi (2010), tác giả chọn biến lãi suất tái chiết khấu làm biến đại diện cho lãi suất chính sách tiền tệ. Để thực hiện bài luận văn này, chúng tôi thu thập số liệu lãi suất tái chiết khấu từng quý từ website Ngân hàng nhà nước Việt Nam (www.sbv.gov.vn) trong khoảng thời gian từ Q1/2003-Q1/2014 làm biến đại diện cho lãi suất chính sách tiền tệ.
Lãi suất tái cấp vốn (refinance) cũng gần giống như vậy nhưng đối tượng ở đây là các khoản cho vay của các NHTM, và sau đó họ bán lại các khoản này cho NHTW để đổi lấy lượng tiền mặt. Theo nghiên cứu của Nguyễn Khắc Quốc Bảo (2013), tác giả chọn biến lãi suất tái cấp vốn làm biến đại diện cho lãi suất chính sách tiền tệ. Trong bài luận văn này, chúng tôi thu thập số liệu lãi suất tái cấp vốn từng quý từ website Ngân hàng Nhà nước Việt Nam (www.sbv.gov.vn) trong khoảng thời gian từ Q1/2003-Q1/2014 làm biến đại diện cho lãi suất chính sách tiền tệ.
Theo nghiên cứu của Liu (2006), Sanusi (2010), Crespo-Cuaresma (2004); Bondt (2002); Fazal (2013); A.Espinosa (2003); Gigineishvili (2011). Các tác giả chọn biến lãi suất trái phiếu (treasury) và lãi suất liên ngân hàng (interbank) làm biến đại diện cho lãi suất thị trường tiền tệ.
Lãi suất trái phiếu (treasury) là mức lãi danh nghĩa mà nhà phát hành (công ty hay đơn vị phát hành thuộc chính phủ – chẳng hạn Kho bạc Nhà nước) hứa sẽ trả cho người mua trái phiếu trong một đơn vị thời gian. Trong bài luận văn này, chúng tôi chọn biến lãi suất trái phiếu làm biến đại diện cho lãi suất thị trường tiền tệ, số liệu được lấy theo quý từ Thống kê tài chính quốc tế (IFS) trong khoảng thời gian từ Q1/2003-Q1/2014.
Lãi suất liên ngân hàng (interbank) là lãi suất vay mượn lẫn nhau giữa các ngân hàng thông qua thị trường liên ngân hàng. Lãi suất này luôn biến động lên xuống tùy thuộc thời điểm trong ngày. Các tổ chức công bố thông tin (Ngân hàng Trung Ương, Bloomberg…) sẽ tập hợp số liệu của các ngân hàng, tính tốn đưa ra một con số bình quân vào buổi sáng. Trong bài luận văn này, chúng tôi chọn biến lãi suất liên ngân hàng làm biến đại diện cho lãi suất thị trường tiền tệ, số liệu được lấy theo quý từ Thống kê tài chính quốc tế (IFS) trong khoảng thời gian từ Q1/2003-Q1/2014.
Theo Liu (2006); Sanusi (2010); Crespo-Cuaresma (2004); Mark A Weth (2002); Bondt (2002); Marotta (2008); Tieman (2004); Fuertes (2008); Montagnoli (2012); Tai (2012); Fazal (2013); Yu (2013); Di (2014); Gigineishvili (2011). Các tác giả chọn biến lãi suất cho vay và lãi suất tiền gửi làm biến đại diện cho biến lãi suất bán lẻ ngân hàng. Để thực hiện bài luận văn này, chúng tôi thu thập số liệu lãi suất cho vay và lãi suất tiền gửi theo quý trong khoảng thời gian từ Q1/2003-Q1/2014 từ Thống kê tài chính quốc tế (IFS) làm biến đại diện cho biến lãi suất bán lẻ ngân hàng.
Lãi suất cho vay (lending) là lãi suất được áp dụng để tính lãi tiền vay mà khách hàng phải trả cho ngân hàng. Lãi suất cho vay có sự phân biệt giữa các khoản vay với thời hạn khác nhau, mức rủi ro khác nhau.
Lãi suất tiền gửi (deposit) là lãi suất được áp dụng để tính lãi phải trả cho người gửi tiền. Lãi suất tiền gửi có nhiều mức khác nhau phụ thuộc vào thời hạn, qui mô tiền gửi.
36
Bảng 3.1: Bảng mô tả biến và nguồn dữ liệu
Stt Ký hiệu Tên biến Thời gian Tác giả Nguồn
1 Refinance Lãi suất tái cấp vốn 2003 Q1 – 2014 Q1 Quốc Bảo (2013); www.sbv.gov.vn
2 Rediscount Lãi suất tái chiết khấu
2003 Q1 – 2014 Q1 Sanusi (2010) www.sbv.gov.vn
3 Treasury Lãi suất trái phiếu 2003 Q1 – 2014 Q1 Crespo-Cuaresma (2004); Bondt (2002); Fazal (2013); A. Espinosa (2003);
Gigineishvili (2011)
IFS
4 Interbank Lãi suất liên ngân hàng
2003 Q1 – 2014 Q1 Liu (2006); Sanusi (2010); A. Espinosa (2003); Gigineishvili (2011)
IFS
5 Lending Lãi suất cho vay 2003 Q1 – 2014 Q1 Liu (2006); Sanusi (2010); Crespo-Cuaresma (2004); Mark A Weth (2002); Bondt (2002); Marotta
(2008); Tieman (2004); Fuertes (2008); Montagnoli (2012); Tai (2012); Fazal (2013); Yu (2013); Di (2014); Gigineishvili (2011)
6 Deposit Lãi suất tiền gửi 2003 Q1 – 2014 Q1 Liu (2006); Sanusi (2010); Crespo-Cuaresma (2004); Bondt (2002); Tieman (2004); Fuertes (2008); Montagnoli (2012); Tai (2012); Fazal (2013); Di (2014); A. Espinosa (2003) IFS
38
3.3. Phương pháp nghiên cứu :
Theo nghiên cứu của Ming-hua Liu, Dimitri Margaritis và Alizera Tourani-Rad (2006), đầu tiên tác giả thực hiện kiểm định tính dừng của chuỗi dữ liệu bằng kiểm định Phillips – Perron và ADF. Tiếp theo, tác giả dùng phương pháp Phillips – Loretan (1991) và OLS để ước lượng phương trình dẫn truyền dài hạn. Theo tác giả, phương pháp này thích hợp để ước tính mối quan hệ dài hạn giữa lãi suất bán lẻ và lãi suất chính sách mà bị ảnh hưởng bởi sự thay đổi cấu trúc. Sau đó tác giả dùng mơ hình hiệu chỉnh sai số để tính tốn sự dẫn truyền trong ngắn hạn và kiểm tra tính bất cân xứng trong truyền dẫn lãi suất bằng kiểm định Wald Test.
Trong bài luận văn này,chúng tôi dùng phương pháp OLS để ước lượng phương trình dẫn truyền dài hạn. Để ước lượng các biến động ngắn hạn và tốc độ điều chỉnh lãi suất bán lẻ theo sự thay đổi lãi suất thị trường, chúng tơi dùng mơ hình hiệu chỉnh sai số. Cuối cùng, chúng tơi dùng kiểm định Wald Test để kiểm tra tính bất đối xứng trong truyền dẫn lãi suất. Trình tự kiểm định như sau :
- Kiểm định tính dừng của chuỗi gốc và chuỗi sai phân bậc 1 để xem xét xu hướng theo thời gian của chúng.
- Chạy mơ hình OLS cho sự dẫn truyền dài hạn từ lãi suất chính sách đến lãi suất thị trường và từ lãi suất thị trường đến lãi suất bán lẻ.
- Tiếp theo, chúng tôi thực hiện kiểm định tính dừng của phần dư trong phương trình hồi quy �� = �0 + �1�� + �� để biết được rằng các biến số này có tồn tại quan hệ trong dài hạn hay không. Nếu cặp lãi suất đang xét tồn tại
quan hệ đồng liên kết thì mơ hình được sử dụng để phân tích truyền dẫn trực tiếp trong ngắn hạn là mơ hình hiệu chỉnh sai số.
- Dùng mơ hình hiệu chỉnh sai số để phân tích biến động trong ngắn hạn và tốc độ điều chỉnh của lãi suất bán lẻ theo sự thay đổi của lãi suất thị trường.
- Cuối cùng, chúng tôi dùng kiểm định Wald Test để kiểm tra tính bất đối xứng trong truyền dẫn lãi suất bán lẻ.
3.4. Mơ hình nghiên cứu
Trong bài luận văn này, chúng tôi xem xét cả sự dẫn truyền trong ngắn hạn và dài hạn của lãi suất chính sách tiền tệ đến các loại lãi suất bán lẻ khác nhau cũng như tốc độ điều chỉnh và phản ứng của sự thay đổi lãi suất bán lẻ đối với sự thay đổi lãi suất thị trường.
3.4.1Phân tích sự dẫn truyền trong dài hạn:
Mối quan hệ dài hạn giữa lãi suất bán lẻ và lãi suất thị trường được thể hiện như sau:
�� =∝�+∝� �� + �� (3.1)
Trong đó:
tiền tệ
yt : là lãi suất cho vay của ngân hàng hay lãi suất tiền gửi
��: là lãi suất chính sách tương ứng hay lãi suất thị trường
�� : sai số
0 và 1 : tham số dài hạn.
Các chuỗi lãi suất sẽ được lấy sai phân bậc 1, I(1), các biến và sai số được kỳ vọng là sẽ dừng. Như đã được thảo luận trong Rousseas (1985), 0
là hệ số chặn đo lường markup (biên tăng) cố định và 1 đo lường mức độ
dẫn
truyền trong dài hạn. Hệ số α1 càng lớn cho thấy mức độ dẫn truyền càng cao giữa hai cặp lãi suất đang xét, α1 < 1 tức quá trình truyền dẫn lãi suất khơng hồn tồn, α1 = 1 , là trường hợp lý tưởng nhất, thay đổi trong lãi suất chính
là một q trình truyền dẫn lãi suất hoàn toàn. Ngược lại, khi �1 > 1 thì
đây
được xem là quá trình truyền dẫn quá mức, thường ít xảy ra trong thực tế. Phương trình (3.1) có thể được ước lượng bằng cách dùng phương pháp Engle – Granger OLS .
3.4.2 Phân tích sự dẫn truyền trong ngắn hạn và tốc độ điều chỉnhlãi suất: lãi suất:
Để phân tích biến động ngắn hạn của sự thay đổi lãi suất bán lẻ phản ứng với sự thay đổi lãi suất thị trường tiền tệ chúng tôi dùng mơ hình hiệu chỉnh sai số, Mơ hình hiệu chỉnh sai số được cho như sau :
� � ∆�� = ��∆�� + �(��−� − �� − ����−�) + ∑ ��∆��−� + ∑ ��∆��−� Trong đó: + �� (�. �) =� � �=� ∆ : là sai phân bậc 1
��̂ −1 = (��−1 − �0 − �1��−1) : là sai số hiệu chỉnh với 1 độ
trễ
�� : là phần dư của phương trình
�0 : đo lường ảnh hưởng của sự dẫn truyền �� và �� : là hệ số điều chỉnh
� : là hệ số ước lượng của sai số hiệu chỉnh, cho thấy tốc độ điều
chỉnh về mức cân bằng dài hạn của ��
Mơ hình ECM là mơ hình có nhiều ưu điểm nổi bật so với các mơ hình khác. Mơ hình ECM được dùng nhiều trong các nghiên cứu về truyền dẫn lãi suất như : Bondt (2002) ; Crespo – Cuaresma (2002) ; Sorensen (2006) ; Liu (2006) ; Tieman (2004) ; Marotta (2008) ; Fuertes (2008) ; Montagnoli
Luận văn chọn lựa mơ hình ECM để phân tích sự truyền dẫn lãi suất ở Việt Nam do những lý do sau :
- Mơ hình ECM phù hợp hơn với đặc điểm của cơ sở dữ liệu theo dãy thời gian
- Mơ hình ECM được sử dụng để phân tích các biến động cả trong ngắn hạn và dài hạn
- Mơ hình ECM cho phép đo lường hiện tượng đồng liên kết giữa nhiều biến trong mơ hình
Chính vì những ưu điểm đó mà mơ hình ECM được sử dụng nhiều trong việc ước lượng sự dẫn truyền lãi suất.
3.4.3Kiểm tra tính bất đối xứng trong truyền dẫn lãi suất :
Nghiên cứu thực nghiệm cũng cho thấy có sự bất đối xứng trong dẫn truyền. Để kiểm tra sự tồn tại của sự điều chỉnh bất đối xứng của lãi suất bán lẻ, chúng tôi thêm biến giả � vào phương trình (3.2), � = 1 nếu phần dư
��̂ −1
dương và � = 0 nếu phần dư ��̂ −1 âm. Phương trình bất đối xứng trong ngắn
hạn được diễn tả như sau :
� � ∆�� = ��∆�� + ����̂�−� + ��(� − �)�̂�−� + ∑ ��∆��−� + ∑ ��∆��−� + �� (�. �) Trong đó : = � � �=�
�2 : là tốc độ điều chỉnh sai số khi lãi suất trên mức cân bằng �3 : là tốc độ điều chỉnh sai số khi lãi suất dưới mức cân bằng
�2 với giả thuyết : �0: �2 = �3. Nếu giả thuyết �0 bị bác bỏ thì có sự bất đối
xứng trong tốc độ điều chỉnh của các biến động ngắn hạn, phụ thuộc vào hướng thay đổi của lãi suất chính sách.
CHƯƠNG 4: KẾT QUẢ NGHIÊN CỨU
Trong phần này, đầu tiên tác giả kiểm tra tính dừng và tính đồng liên kết của các chuỗi lãi suất. Sau đó, dùng phương pháp OLS để ước lượng phương trình dẫn truyền dài hạn. Để ước lượng các biến động ngắn hạn và tốc độ điều chỉnh lãi suất bán lẻ theo sự thay đổi lãi suất thị trường, dùng mơ hình hiệu chỉnh sai số. Cuối cùng, tác giả dùng kiểm định Wald Test để kiểm tra tính bất đối xứng trong truyền dẫn lãi suất. Tác giả xem xét sự dẫn truyền lãi suất qua hai giai đoạn, giai đoạn 1 là từ lãi suất chính sách đến lãi suất thị trường và giai đoạn 2 là từ lãi suất thị trường đến lãi suất bán lẻ. Trình tự kiểm định như sau:
4.1. Kiểm định tính dừng của các chuỗi lãi suất
Chuỗi lãi suất dừng cho thấy đối với dữ liệu các chuỗi lãi suất, giá trị theo thời gian của chúng thường ổn định và có xu hướng lặp lại. Điều này tạo điều kiện cho chúng ta chạy mơ hình ECM nếu tồn tại mối quan hệ đồng liên kết giữa các biến này.
Trước tiên cần xác định các chuỗi lãi suất này có nghiệm đơn vị hay khơng hay nói cách khác là chuỗi có tính dừng hay không. Ở đây, tác giả kiểm định giả thuyết H0 (p-value > �) là chuỗi có nghiệm đơn vị
(chuỗi khơng có tính dừng) và giả thuyết H1 (p-value < �) là chuỗi có
tính dừng
Bảng 4.1: Kết quả kiểm định nghiệm đơn vị
Biến Chuỗi gốc Chuỗi sai phân bậc 1 Trạng thái
ADF PP ADF PP Rediscount 0.0514 0.4625 0.0001 0.0203 I(1) Refinance 0.1698 0.2642 0.0001 0.0043 I(1) Interbank 0.0694 0.2149 0.0001 0.0015 I(1) Treasury 0.4962 0.4498 0.0000 0.0000 I(1) Lending 0.0160 0.2130 0.0000 0.0009 I(1) Deposit 0.3783 0.3235 0.0000 0.0005 I(1)
Nguồn: Kết quả ước lượng trên phần mềm Eviews 6.0.
Các kết quả kiểm định nghiệm đơn vị trên chỉ ra rằng chúng ta chấp nhận giả thuyết H0 (p-value > α ) đối với chuỗi dữ liệu gốc (chuỗi khơng có tính dừng) và bác bỏ giả thuyết Ho đối với chuỗi dữ liệu sai phân bậc 1 (nghĩa là chuỗi dừng ở sai phân bậc 1). Điều này tạo điều kiện cho chúng ta chạy mơ hình ECM nếu tồn tại quan hệ đồng liên kết giữa các biến này.
4.2. Sự dẫn truyền dài hạn
Đầu tiên, tác giả chạy mơ hình OLS cho chuỗi lãi suất tái cấp vốn và lãi suất tái chiết khấu đến lãi suất liên ngân hàng và lãi suất trái phiếu và từ lãi suất liên ngân hàng và lãi suất trái phiếu đến lãi suất cho vay và lãi suất tiền gửi. Đây là mơ hình cho thấy sự dẫn truyền dài hạn của lãi suất chính sách đến lãi suất thị trường, biểu hiện thông qua hệ số �1 trong phương trình dẫn truyền dài hạn ��=�0+�1��+��. Hệ số α1 càng lớn cho thấy mức độ truyền
dẫn càng cao giữa hai cặp lãi suất đang xét. α1 < 1: tức q trình truyền dẫn lãi suất khơng hoàn tồn; α1 = 1: thay đổi trong lãi suất chính sách được đáp ứng lại hoàn toàn bởi những thay đổi trong lãi suất bán lẻ, đây là quá trình
truyền dẫn lãi suất hoàn toàn; α1 > 1: đây được xem là quá trình truyền dẫn lãi suất quá mức. Kết quả ước lượng thu được như sau:
Bảng 4.2: Kết quả dẫn truyền dài hạn
Biến phụ thuộc (y) �0 �1 Prob. Interbank (1) 1.0995*** 0.8600* 0.0201 (1.6491) (8.7896) Treasury (1) 3.6302 0.6161* 0.0318 (6.0045) (6.9476) Interbank (2) -0.7034*** 0.8774 0.0009 (-0.8298) (8.8856) Treasury (2) 2.3207* 0.6308* 0.0286 (3.0242) (7.0567) Lending (3) 7.6413 0.6794 0.0000 (15.0310) (9.5253) Deposit (3) 3.9007 0.7832 0.0003 (8.7597) (12.5349) Lending (4) 6.6910 0.7130* 0.0077 (7.3432) (6.1248) Deposit (4) 2.3671* 0.8810 0.0000 (2.8722) (8.3668)
Nguồn: Kết quả ước lượng trên phần mềm Eviews 6.0. Ghi chú: (1): Biến độc lập (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)
*: mức ý nghĩa 1%; **: mức ý nghĩa 5%; *** mức ý nghĩa 10%
Kết quả ước lượng sự dẫn truyền dài hạn trên cho thấy, sự dẫn truyền dài hạn từ lãi suất chính sách đến lãi suất liên ngân hàng khơng hoàn toàn. Cụ thể, hệ số dẫn truyền từ lãi suất tái chiết khấu và lãi suất tái cấp vốn đến lãi
suất liên ngân hàng lần lượt là 0.8600 và 0.8774 (�1 < 1). Bên cạnh đó,
sự
dẫn truyền từ lãi suất chính sách đến lãi suất trái phiếu thì khơng hồn toàn trong dài hạn, mức độ truyền dẫn thấp. Cụ thể, hệ số dẫn truyền từ lãi suất tái chiết khấu và lãi suất tái cấp vốn đến lãi suất trái phiếu lần lượt là 0.6161 và
0.6308 (�1 < 1). Điều này cho thấy trong dài hạn mức độ truyền dẫn từ
lãi
suất chính sách đến lãi suất thị trường khơng hoàn toàn và mức độ truyền dẫn