Tên lãi suất Ký iệu Cách tính Nguồn dữ liệu
Lãi suất tái chiết khấu
TCK Lấy giá trị cuối tháng. Tính theo
%/năm
SBV
Lãi suất tái cấp vốn TCV Lấy giá trị cuối tháng. Tính theo
%/năm
SBV
Lãi suất bình qn liên ngân hàng kỳ hạn 1 tháng, 3 tháng
IB1, IB3 Lấy giá trị cuối tháng. Tính theo %/năm
SBV
Lãi suất tiền gửi DR Tính trung bình cuối kỳ các
khoản tiền gửi kỳ hạn 3 tháng của 6 ngân hàng thương mại lớn. Tính theo %/năm
IFS, Stoxplus
Lãi suất cho vay LR Tính trung bình cuối kỳ các
khoản cho vay ngắn hạn (từ 12 tháng trở xuống) của 6 ngân hàng thương mại lớn. Tính theo %/năm
TCK TCV
CHƯƠNG 4: PHÂN TÍCH DỮ LIỆU VÀ KẾT QUẢ NGHIÊN CỨU
4.1.P ân tíc t ng kê m tả
Trên cơ sở thu thập số liệu về các chu i lãi suất, tác giả xem xét diễn biến của lãi suất chính sách, lãi suất thị trường, lãi suất bán lẻ cũng như sự biến động của lãi suất thị trường (I 1 và I 3) so với lãi suất chính sách và của lãi suất bán lẻ (DR và LR) so với lãi suất thị trường trong giai đoạn từ 7/2004 – 03/2014.
16 14 12 10 8 6 4 2 2004 2005 2006 2007 2008 2009 2010 2011 2012 2013
H n 4.1: Diễn biến của lãi suất c ín sác giai đoạn 07/2004-03/2014
Nguồn: Tính tốn của tác giả
Hình 4.1 cho thấy lãi suất tái chiết khấu và lãi suất tái cấp vốn giai đoạn 07/2004-03/2014 có biến động cùng chiều. Đặc biệt, các giá trị lãi suất chính sách đạt đỉnh cao và biến động mạnh từ tháng 6 đến tháng 9/2008 là thời kỳ ảnh hưởng bởi khủng hoảng kinh tế thế giới.
IB1 IB3 DR LR 18 16 14 12 10 8 6 4 2 2004 2005 2006 2007 2008 2009 2010 2011 2012 2013
H n 4.2: Diễn biến của lãi suất t ị trƣờng giai đoạn 07/2004-03/2014
Nguồn: Tính tốn của tác giả
Hình 4.2 cho thấy lãi suất liên ngân hàng kỳ hạn 1 tháng và lãi suất liên ngân hàng kỳ hạn 3 tháng giai đoạn 07/2004-03/2014 có biến động cùng chiều. Đặc biệt, các giá trị lãi suất thị trường đạt đỉnh cao và biến động mạnh vào tháng 8 và 9/2008 là thời kỳ ảnh hưởng bởi khủng hoảng kinh tế thế giới.
22 20 18 16 14 12 10 8 6 4 2004 2005 2006 2007 2008 2009 2010 2011 2012 2013
H n 4.3: Diễn biến của lãi suất bán lẻ giai đoạn 07/2004-03/2014
Nguồn: Tính tốn của tác giả
Hình 4.3 cho thấy lãi suất tiền gửi và lãi suất cho vay giai đoạn 07/2004- 03/2014 có biến động cùng chiều. Đặc biệt, các giá trị lãi suất bán lẻ đạt đỉnh cao và biến động mạnh vào tháng 7 và 8/2008 là thời kỳ ảnh hưởng bởi khủng hoảng kinh tế thế giới.
Tiếp theo, tác giả mô tả biến động của lãi suất thị trường tiền tệ so với lãi suất chính sách và của lãi suất bán lẻ so với lãi suất thị trường tiền tệ giai đoạn 07/2004- 03/2014 lần lượt qua các Hình 4.4 và Hình 4.5. 18 16 14 12 10 8 6 4 2 2004 2005 2006 2007 2008 2009 2010 2011 2012 2013 IB1 TCK TCV 18 16 14 12 10 8 6 4 2 2004 2005 2006 2007 2008 2009 2010 2011 2012 2013 IB3 TCK TCV
Hình 4.4 cho thấy lãi suất thị trường tiền tệ (lãi suất liên ngân hàng kỳ hạn 1 tháng và lãi suất liên ngân hàng kỳ hạn 3 tháng) có biến động cùng chiều so với lãi suất chính sách (lãi suất tái chiết khấu và lãi suất tái cấp vốn). Nhìn chung, các biến lãi suất chính sách có giá trị nhỏ hơn các biến lãi suất thị trường tiền tệ.
18 16 14 12 10 8 6 4 2 2004 2005 2006 2007 2008 2009 2010 2011 2012 2013 DR IB1 IB3 24 20 16 12 8 4 0 2004 2005 2006 2007 2008 2009 2010 2011 2012 2013 LR IB1 IB3
H n 4.5: Biến động của lãi suất bán lẻ so với lãi suất t ị trƣờng
Nguồn: Tính tốn của tác giả
Hình 4.5 cho thấy lãi suất bán lẻ (lãi suất tiền gửi và cho vay) có biến động cùng chiều so với lãi suất thị trường tiền tệ (lãi suất liên ngân hàng kỳ hạn 1 tháng và 3 tháng). Nhìn chung, lãi suất thị trường có giá trị nhỏ hơn lãi suất bán lẻ.
Sau đó, sử dụng phần mềm EVIEWS 7.1 chạy dữ liệu cho kết quả thống kê mô tả ở bảng 4.1:
Bảng 4.1: Kết quả t ng kê m tả các c u i dữ liệu ban đầu
TCK TCV IB1 IB3 DR LR Trung b n 6.538462 8.474359 8.658974 9.283248 9.284923 12.35902 Trung vị 5.000000 7.000000 7.540000 8.110000 7.680000 11.18000 T i đa 13.00000 15.00000 17.44000 16.58000 17.16000 20.25000 T i t iểu 3.000000 5.000000 2.460000 4.320000 5.970000 9.150000 ộ lệc c u n 3.082315 2.968837 3.310187 2.860548 2.923385 2.696931 Hệ s bất đ i ứng (Skewness) 1.166097 1.132508 0.833134 0.784972 1.056769 1.295706 Hệ s n ọn (Kurtosis) 3.005666 2.975750 3.016331 2.656003 2.918360 3.774217 T ng kê Jarque- Bera 26.51590 25.01305 13.53649 12.59242 21.80932 35.65979 ác suất 0.000002 0.000004 0.001150 0.001843 0.000018 0.000000 T ng 765.0000 991.5000 1013.100 1086.140 1086.336 1446.005 T ng b n p ƣơng c ên lệc 1102.077 1022.423 1271.051 949.1972 991.3569 843.7189 S quan sát 117 117 117 117 117 117
Nguồn: Tính tốn của tác giả
Từ bảng kết quả 4.1 mô tả các giá trị thống kê của các chu i dữ liệu ban đầu của các biến cho kết quả như sau:
- Tất cả có 117 quan sát cho khoảng thời gian theo tháng từ 07/2004 đến 03/2014 của các biến nghiên cứu.
- Trong các biến lãi suất chính sách thì biến TCV có giá trị trung bình (Mean) và trung vị (Median) lớn hơn biến TCK. Trong các biến lãi suất thị trường thì biến I 3 có giá trị trung bình (Mean) và trung vị (Median) lớn hơn biến I 1. Trong các biến lãi suất bán lẻ thì biến LR có giá trị trung bình (Mean) và trung vị (Median) lớn hơn biến DR. Nhìn chung, các biến lãi suất chính sách có giá trị nhỏ hơn các biến lãi suất thị trường và các biến lãi suất thị trường có giá trị nhỏ hơn các biến lãi suất bán lẻ.
- Như đã mơ tả ở các Hình 4.1, Hình 4.2 và Hình 4.3, Các giá trị lãi suất chính sách đạt đỉnh cao và biến động mạnh từ tháng 6 đến tháng 9/2008; các giá trị lãi suất thị trường đạt đỉnh cao và biến động mạnh vào tháng 8 và 9/2008; các giá trị lãi suất bán lẻ đạt đỉnh cao và biến động mạnh vào tháng 7 và 8/2008 là thời kỳ ảnh hưởng bởi khủng hoảng kinh tế thế giới. Xu hướng lãi suất từ năm 2010 đến nay ít biến động hơn.
- Hai giá trị thống kê mô tả cần chú ý trong bảng 4.1 là Skewness và Kurtosis. Hai giá trị này giúp hình dung về hình dáng của phân phối. Skewness là một đại lượng đo lường mức độ lệch của phân phối, còn gọi là hệ số bất đối xứng, qui tắc nhận xét hệ số Skewness là:
•Skewness = 0 : phân phối cân xứng
•Skewness > 0 : phân phối lệch phải
•Skewness < 0 : phân phối lệch trái
Kurtosis là một đại lượng đo mức độ tập trung tương đối của các quan sát quanh trung tâm của nó trong mối quan hệ so sánh với hai đi:
•Kurtosis = 3 : phân phối tập trung ở mức độ bình thường
•Kurtosis > 3 : phân phối tập trung hơn mức độ bình thường (hình dáng của đa giác tần số trơng sẽ khá cao và nhọn với 2 đi hẹp)
•Kurtosis < 3 : có một đa giác tù hơn với hai đi dài
Theo đó, các loại lãi suất chính sách, lãi suất thị trường và lãi suất bán lẻ đều có phân phối lệch phải; ngồi lãi suất tái chiết khấu, lãi suất thị trường ngân hàng kỳ hạn 1 tháng, lãi suất cho vay thì các loại lãi suất cịn lại có hình dáng của đa giác phân phối sẽ tù hơn với hai đi dài cho thấy các biến này có sự biến động ít, biến thiên dao động khơng cao trong thời gian quan sát.
Bảng 4.2: Ma trận tƣơng quan giữa các c u i lãi suất
TCV TCK IB1 IB3 DR LR TCV 1 TCK 0.994 1 IB1 0.760 0.764 1 IB3 0.822 0.821 0.927 1 DR 0.881 0.878 0.879 0.922 1 LR 0.875 0.879 0.852 0.890 0.962 1
Nguồn: Tính tốn của tác giả
Kết quả tương quan trong bảng 4.2 cho thấy các chu i TCK và TCV; I 1 và I 3; DR và LR có mối tương quan rất chặt chẽ với nhau. Đồng thời, giữa các cặp lãi suất TCK, TCV, I 1, I 3, DR, LR đều có tương quan tốt với nhau. Đây là tiền đề tốt để xây dựng hàm hồi quy tuyến tính giữa lãi suất chính sách và lãi suất thị trường; giữa lãi suất thị trường và lãi suất bán lẻ.
4.2. Kiểm địn ng iệm đơn vị
Trước khi thực hiện kiểm định đồng liên kết, tác giả cần xác định liệu các chu i lãi suất chính sách, lãi suất thị trường và lãi suất bán lẻ có nghiệm đơn vị (không dừng) ở chu i gốc và dừng ở sai phân bậc 1 hay không? Tác giả sử dụng phương pháp kiểm định Augmented Dickey-Fuller (ADF test) và kiểm định Phillips-Perron (PP test) để kiểm định tính dừng của các biến. Kết quả kiểm định tính dừng theo phương pháp ADF và phương pháp Phillips-Perron được trình bày lần lượt ở ảng 4.3 và ảng 4.4.
Kết quả kiểm định theo phương pháp ADF và phương pháp Phillips-Perron cho kết quả tất cả các chu i đều không dừng ở chu i gốc I(0) và dừng ở sai phân bậc một I(1).
Bảng 4.3: Kết quả kiểm địn tín dừng t eo p ƣơng p áp ADF
C u i g c C u i lấy sai p ân bậc 1
C u i t-Statistic Prob ộtrễ ộ trễ t i đa C u i t-Statistic Prob ộtrễ ộ trễ t i đa TCK -2.666497 0.0831 3 12 D(TCK) -5.533712*** 0.0000 1 12 TCV -2.872703 0.0518 3 12 D(TCV) -7.114312*** 0.0000 0 12 IB1 -2.071918 0.2564 2 12 D(IB1) -14.74002*** 0.0000 0 12 IB3 -1.869499 0.3456 0 12 D(IB3) -12.13343*** 0.0000 0 12 DR -2.009168 0.2826 5 12 D(DR) -5.561471*** 0.0000 4 12 LR -2.295454 0.1753 5 12 D(LR) -5.621401*** 0.0000 4 12 Ghi chú:
Nguồn: Tính tốn của tác giả D là kí hiệu cho sai phân bậc 1 của chuỗi lãi suất tương ứng, viết tắt là I(1) Giả thiết Ho: Chuỗi dữ liệu có nghiệm đơn vị (khơng có tính dừng). Ký hiệu *, **, ***, cho biết giả thiết Ho bị bác bỏ tại mức ý nghĩa 10%, 5%, 1%. Tất cả các
kiểm định đều có hệ số chặn và khơng có tính xu hướng trong chuỗi dữ liệu. Kiểm định ADF sử dụng tiêu chuẩn Akaike Info Criterion (AIC) để chọn độ trễ tối ưu.
Bảng 4.4: Kết quả kiểm địn tín dừng t eo p ƣơng p áp P illips-Perron
C u i g c C u i lấy sai p ân bậc 1
Chu i t-Statistic Prob Bandwidth Chu i t-Statistic Prob Bandwidth
TCK -2.197734 0.2083 6 D(TCK) -8.478562*** 0.0000 6 TCV -2.201459 0.2070 6 D(TCV) -7.341560*** 0.0000 5 IB1 -2.522111 0.1129 5 D(IB1) -14.50085*** 0.0000 2 IB3 -2.114813 0.2393 6 D(IB3) -12.04320*** 0.0000 6 DR -2.314209 0.1693 5 D(DR) -5.823637*** 0.0000 3 LR -2.497013 0.1188 6 D(LR) -7.191362*** 0.0000 5 Ghi chú:
Nguồn: Tính tốn của tác giả D là kí hiệu cho sai phân bậc 1 của chuỗi lãi suất tương ứng, viết tắt là I(1) Giả thiết Ho: Chuỗi dữ liệu có nghiệm đơn vị (khơng có tính dừng). Ký hiệu *, **, ***, cho biết giả thiết Ho bị bác bỏ tại mức ý nghĩa 10%, 5%, 1%. Tất cả các kiểm định đều có hệ số chặn và khơng có tính xu hướng trong chuỗi dữ liệu. Kiểm định ADF sử dụng tiêu chuẩn Akaike Info Criterion (AIC) để chọn độ trễ tối ưu.
4.3. Kiểm địn đồng liên kết
Khi hồi quy các chu i thời gian không dừng thường dẫn đến “kết quả hồi quy giả mạo”. Tuy nhiên, Engle và Granger (1987) cho rằng nếu kết hợp tuyến tính của các chu i thời gian khơng dừng có thể là một chu i dừng và các chu i thời gian khơng dừng đó được cho là có đồng liên kết . Kết hợp tuyến tính dừng được gọi là phương trình đồng liên kết và có thể được giải thích như mối quan hệ cân bằng dài hạn giữa các biến. Nói cách khác, nếu phần dư trong mơ hình hồi quy giữa các chu i thời gian không dừng là một chu i dừng, thì kết quả hồi quy là thực và thể hiện mối quan hệ cân bằng dài hạn giữa các biến trong mơ hình. Mục đích của
kiểm định đồng liên kết là xác định xem một nhóm các chu i khơng dừng có đồng liên kết hay không để sử dụng phương pháp ước lượng truyền dẫn trong ngắn hạn và dài hạn thích hợp. Trong bài nghiên cứu này, để kiểm định đồng liên kết, tác giả sử dụng phương pháp kiểm định tính dừng của phần dư tiếp cận theo phương pháp của Engle và Granger (1987).
Kết quả kiểm định đồng liên kết được trình bày ở ảng 4.5 và ảng 4.6. Kết quả kiểm định đồng liên kết ở ảng 4.5 cho thấy: Các cặp lãi suất tái chiết khấu và lãi suất liên ngân hàng kỳ hạn 3 tháng; lãi suất tái cấp vốn và lãi suất liên ngân hàng kỳ hạn 3 tháng đều có mối quan hệ đồng liên kết ở mức ý nghĩa 1%. Riêng các cặp lãi suất tái chiết khấu và lãi suất liên ngân hàng kỳ hạn 1 tháng; lãi suất tái cấp vốn và lãi suất liên ngân hàng kỳ hạn 1 tháng có mối quan hệ đồng liên kết ở mức ý nghĩa 5% theo phương pháp ADF và ở mức ý nghĩa 1% theo phương pháp Phillips-Perron. Do đó, tác giả sử dụng mơ hình OLS để đo lường sự dẫn truyền trong dài hạn và mơ hình ECM để đo lường sự dẫn truyền trong ngắn hạn.
Kết quả kiểm định đồng liên kết ở ảng 4.6 cho thấy: giữa lãi suất liên ngân hàng kỳ hạn 1 tháng và 3 tháng và lãi suất tiền gửi cũng như lãi suất cho vay đều có mối quan hệ đồng liên kết ở mức ý nghĩa 1%. Vì vậy, tác giả cũng sử dụng mơ hình OLS để đo lường sự dẫn truyền trong dài hạn và mơ hình ECM để đo lường sự dẫn truyền trong ngắn hạn.
Bảng 4.5: Kiểm địn đồng liên kết giữa lãi suất tái c iết k ấu và lãi suất tái cấp v n với lãi suất liên ngân àng kỳ ạn 1 t áng và 3 t áng ở Việt Nam
giai đoạn 7/2004-3/2014 TCK TCV ADF PP ADF PP IB1 -2.449132** [1] -3.928292*** -2.388542** [1] -3.905669*** IB3 -2.609886***[1] -3.796224*** -2.559471***[1] -3.734164*** Ghi chú:
Nguồn: Tính tốn của tác giả
Giả thiết Ho: Có nghiệm đơn vị giữa hai chuỗi lãi suất (không tồn tại mối quan hệ đồng liên kết giữa hai chuỗi). Ký hiệu *, **, ***, cho biết giả thiết Ho bị bác bỏ tại mức ý nghĩa 10%, 5%, 1%. Tất cả các kiểm định đều khơng có hệ số chặn và khơng có tính xu hướng. Kiểm định ADF lấy độ trễ tối đa là 12, sử dụng tiêu chuẩn Akaike Info Criterion (AIC) để chọn độ trễ tối ưu (ở bên cạnh).
Bảng 4.6: Kiểm địn đồng liên kết giữa lãi suất liên ngân àng kỳ ạn 1 t áng và 3 t áng với lãi suất tiền gửi và lãi suất c o vay ở Việt Nam giai đoạn
7/2004- 3/2014 IB1 IB3 ADF PP ADF PP DR -3.925714***[1] -6.144997*** -6.087147***[0] -6.181222*** LR -4.000314***[1] -6.221139*** -5.508175***[0] -5.626181*** Ghi chú:
Nguồn: Tính tốn của tác giả
Giả thiết Ho: Có nghiệm đơn vị giữa hai chuỗi lãi suất (không tồn tại mối quan hệ đồng liên kết giữa hai chuỗi). Ký hiệu *, **, ***, cho biết giả thiết Ho bị bác bỏ tại mức ý nghĩa 10%, 5%, 1%. Tất cả các kiểm định đều khơng có hệ số chặn và khơng có tính xu hướng. Kiểm định ADF lấy độ trễ tối đa là 12, sử dụng tiêu chuẩn Akaike Info Criterion (AIC) để chọn độ trễ tối ưu (ở bên cạnh).
4.4. Kết quả truyền dẫn lãi suất ở Việt Nam
4.4.1.Kết quả truyền dẫn từ lãi suất c ín sác đến lãi suất t ị trƣờng
Kết quả chạy mơ hình thực nghiệm truyền dẫn từ lãi suất chính sách đến lãi suất thị trường được trình bày ở ảng 4.7
Bảng 4.7: Truyền dẫn từ lãi suất c ín sác đến lãi suất t ị trƣờng TCK TCV