Dựa vào kết quả nghiên cứu, tác giả đưa ra một số giải pháp:
- Trong dài hạn muốn tác động vào lãi suất cho vay thì nên điều chỉnh lãi suất liên ngân hàng kỳ hạn qua đêm, 6 tháng, và 12 tháng vì những kỳ hạn này truyền dẫn tồn mức đến lãi suất cho vay. Tương tự, muốn tác động đến lãi suất huy động thì NHNN nên diều chỉnh lãi suất liên ngân hàng kỳ hạn 12 tháng.
- Trong ngắn hạn, sự truyền dẫn từ lãi suất thị trường đến lãi suất huy động cho vay là rất yếu. Nó chịu tác động mạnh từ quá khứ của chính lãi suất huy động và cho vay hơn là lãi suất thị trường thời điểm hiện tại. Chính vì vậy, trong ngắn hạn NHNN khó sử dụng kênh lãi suất để tác động đến nền kinh tế. Nếu có sử dụng thì chỉ có tác động vào lãi suất liên ngân hàng kỳ hạn 3 tháng là khả thi. Vì ở kỳ hạn này, tuy mức độ truyền dẫn thấp nhưng tốc độ truyền dẫn của kỳ hạn này khá cao.
- Bên cạnh đó, TPCP là một cơng cụ NHNN nên lưu tâm. Vì mức độ truyền dẫn của lãi suất TPCP đến lãi suất huy động và cho vay là khá lớn cả trong ngắn hạn và dài hạn. Tuy nhiên, tốc độ truyền dẫn thì khá chậm, chính vì vậy khi sử dụng cơng cụ này, NHNN nên chủ động tính đến độ trễ mà sự truyền dẫn có thể xảy ra.
- Bên cạnh đó, kết quả nghiên cứu về bất đề bất đối xứng cũng cho thấy các NHTM đang thơng đồng, thỏa thuận ngầm với nhau, có những tính tốn để trì hoãn sự thay đổi, nhằm tăng lợi nhuận. Vì vậy, NHNN cần kiểm soát, hạn chế những thỏa thuận ngầm giữa các ngân hàng thương mại và khách hàng. Vì điều này làm cho việc truyền dẫn thêm cứng nhắc, ảnh hưởng đến hiệu quả thực thi của chính sách tiền tệ thơng qua kênh truyền dẫn lãi suất.
Đối với NHTM:
- Trong dài hạn, dựa vào kết quả nghiên cứu, các NHTM nhận biết được lãi suất liên ngân hàng kỳ hạn nào sẽ tác động toàn mức, dưới mức và quá mức đến lãi suất huy động và cho vay, từ đó cập nhập kịp thời sự thay đổi. Điều này là cần thiết vì các mức truyền dẫn này ở mỗi kỳ hạn thể hiện thói quen và kỳ vọng của thị trường. Việc nắm bắt được quy luật thị trường giúp NHTM chủ động trong việc hạn chế rủi ro lãi suất, rủi ro thanh khoản, đáp ứng kịp thời sự thay đổi, sẵn sàng cho sự cạnh tranh lành mạnh.
- Trong ngắn hạn, sự truyền dẫn từ lãi suất thị trường đến lãi suất huy động và cho vay rất yếu. Nghĩa là trong q trình truyền dẫn có nhiều yếu tố gây nhiễu, dẫn đến sự truyền dẫn khơng hồn tồn. Vì vậy các NHTM cần phải có những đối sách riêng để dự đốn sự biến động của thị trường. Cụ thể cần xây dựng hệ thống tự đánh giá, dự báo riêng, chuyên nghiệp để nắm bắt nhu cầu thực sự của thị trường, đưa ra những mức lãi suất phù hợp với thực tế.
- Trong ngắn hạn, ảnh hưởng từ chính quá khứ của các loại lãi suất huy động và cho vay đến hiện tại mạnh hơn hẳn so với ảnh hưởng từ lãi suất thị trường. Chính vì vậy, các NHTM có thể thực hiện hồi quy các mức lãi suất huy động, cho vay trong quá khứ để dự báo mức lãi suất biến động trong ngắn hạn. Đồng thời các NHTM nên cân nhắc trước khi quyết định thay đổi lãi suất vì lãi suất trong tương lai sẽ bị ảnh hưởng mạnh từ lãi suất hiện tại.
- Sau khi có những dự báo về biến động lãi suất, các NHTM nên chủ động có những chính sách hỗ trợ, khuyến mãi nhằm giúp giữ chân khách hàng, kiểm soát rủi ro, và hạn chế tối đa những bất lợi do sự thay đổi lãi suất gây ra.
- Cụ thể, khi lãi suất liên ngân hàng kỳ hạn 12 tháng tăng, dự kiến lãi suất cho vay sẽ tăng, thời gian đến cho vay sẽ khó khăn. Vì vậy, ngay hiện tại các NHTM nên tập trung phát triển mảng cho vay, tìm kiếm mở rộng các đối tượng vay, phát triển những gói ưu đãi, nhằm sẵn sàng cho khả năng dư thừa nguồn vốn trong tương lai, đồng thời, cũng nên thông báo rõ trong hợp đồng vay những biến động có thể xảy ra để khách hàng có sự chuẩn bị tâm lý.
- Ngược lại, khi lãi suất liên ngân hàng kỳ hạn 12 tháng giảm, dự kiến lãi suất cho vay sẽ giảm, thời gian đến cho vay sẽ dễ dàng. Vì vậy, ngay hiện tại các NHTM nên tập trung phát triển mảng huy động, đưa ra các chương trình khuyến mãi, ưu đãi để thu hút các nghuồn vốn nhàn rỗi, nhằm sẵn sàng việc sử dụng nguồn vốn tối ưu trong tương lai.
- Tương tự, khi lãi suất liên ngân hàng kỳ hạn qua đêm, 6 tháng, 12 tháng giảm, dự kiến lãi suất huy động sẽ giảm. Lúc này rủi ro thanh khoản tăng cao, tương lai sẽ có khả năng thiếu hụt nguồn vốn, vì vậy chính sách giữ chân khách hàng nên được ưu tiên. Các chương trình chăm sóc khách hàng, các dịch vụ đi kèm nên phát huy hiệu quả.
- Cuối cùng, khi lãi suất liên ngân hàng kỳ hạn qua đêm, 6 tháng, 12 tháng tăng, dự kiến lãi suất huy động sẽ tăng. Lúc này các NHTM xuất hiện khả năng thừa thanh khoản trong tương lai. Vì vậy việc tìm kiếm khách hàng vay, tập trung tăng cường mảng cho vay được chú trọng. Các chính sách khuyến mãi nhằm giữ chân và thu hút khách hàng huy động trong tương lai sẽ không cần thiết.
TÀI LIỆU THAM KHẢO
Danh mục tài liệu tiếng Việt:
1. Bùi Quang Tín, 2015. Xu hướng lãi suất từ nay đến cuối năm 2015. Tạp chí Tri thức trẻ.
2. Đinh Thị Thu Hồng, 2013. Hiệu quả của chính sách tiền tệ thông qua kênh
truyền dẫn lãi suất. Tạp chí Phát triển & hội nhập
3. Huỳnh Thế Du, Nguyễn Minh Kiều, Đỗ Thiên Anh Tuấn, 2005. Hệ thống tài chính Việt Nam. Chương trình giảng dạy kinh tế Fullbright.
4. Nguyễn Hữu Nam, 2013. Sự truyền dẫn của chính sách tiền tệ thông qua sự
truyền dẫn của lãi suất: Kết quả thực nghiệm trong khối ASEAN +3. Khóa
luận tốt nghiệp. Đại học Kinh tế Thành phố Hồ Chí Minh.
5. Nguyễn Khắc Quốc Bảo & Cộng sự, 2013. Bằng chứng thực nghiệm của truyền dẫn lãi suất bất cân xứng ở Việt Nam. Tạp chí Phát triển kinh tế.
6. Trầm Thị Xuân Hương & Cộng sự, 2014. Truyền dẫn của chính sách tiền tệ qua kênh lãi suất ngân hàng tại Việt Nam trước và sau khủng hoảng. Tạp chí
Phát triển kinh tế.
7. Website tổng cục thống kê, <https://www.gso.gov.vn/>
Danh mục tài liệu tiếng Anh
1. Aisyah A. Rahman, Mansor Ibrahim and Ahamad Kameel, Mydin Meera, 2009. Lending Structure and Bank Insolvency Risk: A Comparative Study
Between Islamic and Conventional Banks. Journal of Business & Policy
Research.
2. Allen, Franklin, Elena Carletti, & Douglas Gale, 2009. Interbank Market
Liquidity and Central Bank Intervention. Journal of Monetary Economics.
3. Amarasekara, C, 2009. The impact of monetary policy on economic growth and inflation in Sri Lanka. Staff Studies.
4. Benoit Mojon, 2000. Financial structure and the interest rate channel of ecb monetary policy.
5. Cottarelli, C, Kourelis, A, 1994. Financial structure, bank lending rate, and the transmission mechanism of monetary policy. IMF Staff Papers 41 (4), 587- 623.
6. David Neumark and Steven A.Sharpe, 1992. Market structure and the nature of price rigidity: Evidence from the market for consumer deposits. The
Quarterly Journal Of Economics.
7. De Bondt, G, 2005. Interest rate pass through: empirical results for the euro area. German Economic Review.
8. Dickey, D., Fuller, W., 1979. Distribution of the estimators for autoregressive
time series with a unit root. Journal of the American Statistical Association.
9. Dominik Bernhofer, Till Van Treeck, 2013. New evidence of heterogeneous bank interest rate pass – through in the euro area. Economic Modelling.
10. Engle, R., Granger, C., 1987. Co-integration and error correction: representation, estimation and testing. Econometrica.
11. Franklin Allen and Douglas Gale, (2003). Journal of Money,
Credit and Banking, Vol. 36, No. 3, Part 2: Bank Concentration
and Competition: An Evolution in the Making A Conference Sponsored by the Federal Reserve Bank of Cleveland May 21- 23, 2003 (Jun., 2004), pp. 453-480
12. Granger, C.W.J, 1983. Cointegrated variables and Error correction models.
Department of Economics of University of California at San Diego, discussion
paper N0. 8313.
th
13. Gujarati, D, 2003. Basic Econometrics. 4 Edition. New York, McGraw Hill. 14. Harald Sander và Stefanie Kleimeiner, 2004. Interest Rate Pass-through in an
Enlarged Europe: The Role of Banking Market Structure for Monetary Policy Transmission in Transition Countrie s. Maastricht Research School of
15. Hofmann, B, Mizen, P, 2004. Interest rate pass through and monetary transmission: evidence from individual financial institutions retail rates.
Econometrica.
16. Isakova, A, 2008. Monetary Policy Efficiency in the Economies of Central Asia. Czech Journal of Economics and Finance.
17. Johansen, S., 1991. Estimation and hypothesis testing of cointegration vectors in Gaussian vector autoregressive models. Econometric 59, 1551-1580.
18. Judd and Rudebusch, 1998, Taylor’s Rule and the Fed: 1970-1997,
FRBSF Economic Review 1998, 3
19. Lim, G.C, 2001. Bank Interest Rate Adjustments: Are They Asymmetric? The
Economic Record.
20. Mark J. Holmes, Ana MariaIregui, Jesus Otero, 2015. Interest rate pass
through and asymmetries in retail deposit and lending rates: An analysis using data from Colombian banks. Economic Modelling.
21. Ming-Hua Liu, Dimitri Margaritis, Alireza Tourani-Rad, 2008. Monetary
Policy Transparency and Pass through of Retail Interest Rates. Journal of
Banking & Finance.
22. Mishkin F, 1996. The Channels of Monetary Transmission: Lessons for Monetary Policy. NBER Working Paper.
23.Muhamed Zulkhibri, 2012. Policy rate pass _ through and the adjustment of retail interest rate: empirical evidence from Malaysian Financial institutions. Journal of Asian Economics.
24.Neumark, D. and Sharpe, S.A. (1992) Market Structure and the Nature of Price Rigidity: Evidence from the Market for Consumer Deposits. The Quarterly Journal of Economics, 107, 657-680.
25. Nicholas Apergis, Arusha Cooray, 2015. Asymmetric interest rate pass-through in the U.S., the U.K. and Australia: New evidence from selected individual banks. Journal of Macroeconomics.
60
26. Paula Antao, 2009. The interest rate pass through of the portuguese
banking system: characterization and determinants. Bank of
portugal Working papers.
27. Philip Lowe and Thomas Rohling, 1992. Loan rate stickiness: Theory and Evidence. Economic Research Department. Reserve bank of Australia.
28. Sebastian Roelands, 2012. Asymmetric Interest Rate Pass Through from Monetary Policy: The Role of Bank Regulation. Bowling Green State
61
PHỤ LỤC
Covariance Analysis: Ordinary Date: 08/18/15 Time: 16:52 Sample: 2004M05 2015M07 Included observations: 135 Correlation Probability LS12 LS1T LS3T LS6T LSCV1N LSHD1N LSQD TPC LS12 1.000000 ----- LS1T 0.794269 1.000000 0.0000 ----- LS3T 0.835158 0.952220 1.000000 0.0000 0.0000 ----- LS6T 0.897706 0.876121 0.922483 1.000000 0.0000 0.0000 0.0000 ----- LSCV1N 0.808327 0.891174 0.908512 0.847062 1.000000
LSHD1N 18 LSCV1N 22 16 20 14 18 16 12 14 10 12 8 10 6 8 6 4 04 05 06 07 08 09 10 11 12 13 14 15 04 05 06 07 08 09 10 11 12 13 14 15 0.0000 0.0000 0.0000 0.0000 ----- LSHD1N 0.845150 0.910134 0.930676 0.887166 0.966042 1.000000 0.0000 0.0000 0.0000 0.0000 0.0000 ----- LSQD 0.715911 0.874523 0.842671 0.800797 0.783363 0.795888 1.000000 0.0000 0.0000 0.0000 0.0000 0.0000 0.0000 ----- TPCP 0.782491 0.708104 0.772984 0.768008 0.736779 0.762754 0.579276 1.000 0.0000 0.0000 0.0000 0.0000 0.0000 0.0000 0.0000
LS3T LS6T 18 18 16 16 14 14 12 12 10 10 8 8 6 6 4 4 2 2 04 05 06 07 08 09 10 11 12 13 14 15 04 05 06 07 08 09 10 11 12 13 14 15 LSQD 20 18 LS1T 16 16 14 12 12 10 8 8 6 4 4 0 2 04 05 06 07 08 09 10 11 12 13 14 15 04 05 06 07 08 09 10 11 12 13 14 15
LS12 TPCP 24 18 16 20 14 16 12 12 10 8 8 6 4 4 04 05 06 07 08 09 10 11 12 13 14 15 04 05 06 07 08 09 10 11 12 13 14 15
2/ Kiểm định tính dừng
Đều dừng ở sai phân cấp 1 tại mọi mức ý nghĩa 1, 5, 10% Đa phần không dừng ở chuỗi gốc đối với PP,
Dừng ở chuỗi gốc đối với LSCV1N, LSHD1N với ADF
Null Hypothesis: LSCV1N has a unit root Exogenous: Constant
Lag Length: 2 (Automatic - based on SIC, maxlag=12)
t-Statistic Prob.*
Augmented Dickey-Fuller test statistic -3.099059 0.0290
Test critical values: 1% level -3.480425 5% level -2.883408 10% level -2.578510
*MacKinnon (1996) one-sided p-values.
Augmented Dickey-Fuller Test Equation Dependent Variable: D(LSCV1N) Method: Least Squares
Date: 08/19/15 Time: 09:25
Included observations: 132 after adjustments
Variable Coefficient Std. Error t-Statistic Prob.
LSCV1N(-1) -0.070415 0.022721 -3.099059 0.0024 D(LSCV1N(-1)) 0.304460 0.084503 3.602944 0.0004 D(LSCV1N(-2)) 0.275937 0.087263 3.162118 0.0020 C 0.835365 0.278009 3.004816 0.0032
R-squared 0.236261 Mean dependent var -0.005530 Adjusted R-squared 0.218361 S.D. dependent var 0.803851 S.E. of regression 0.710687 Akaike info criterion 2.184666 Sum squared resid 64.64981 Schwarz criterion 2.272024 Log likelihood -140.1880 Hannan-Quinn criter. 2.220165 F-statistic 13.19882 Durbin-Watson stat 1.995398 Prob(F-statistic) 0.000000
Null Hypothesis: LSCV1N has a unit root Exogenous: Constant
Bandwidth: 6 (Newey-West automatic) using Bartlett kernel
Phillips-Perron test statistic -2.353641 0.1570 Test critical values: 1% level -3.479656
5% level -2.883073 10% level -2.578331
*MacKinnon (1996) one-sided p-values.
Residual variance (no correction) 0.620270 HAC corrected variance (Bartlett kernel) 1.355261
Phillips-Perron Test Equation Dependent Variable: D(LSCV1N) Method: Least Squares
Date: 08/19/15 Time: 09:26
Sample (adjusted): 2004M06 2015M07 Included observations: 134 after adjustments
Variable Coefficient Std. Error t-Statistic Prob.
LSCV1N(-1) -0.037994 0.024351 -1.560285 0.1211 C 0.446217 0.297482 1.499982 0.1360
Adjusted R-squared 0.010671 S.D. dependent var 0.797784 S.E. of regression 0.793516 Akaike info criterion 2.390128 Sum squared resid 83.11620 Schwarz criterion 2.433379 Log likelihood -158.1386 Hannan-Quinn criter. 2.407704 F-statistic 2.434489 Durbin-Watson stat 1.219847 Prob(F-statistic) 0.121087
Null Hypothesis: D(LSCV1N,2) has a unit root Exogenous: Constant
Bandwidth: 1 (Newey-West automatic) using Bartlett kernel
Adj. t-Stat Prob.*
Phillips-Perron test statistic -18.64465 0.0000 Test critical values: 1% level -3.480425
5% level -2.883408 10% level -2.578510
*MacKinnon (1996) one-sided p-values.
Residual variance (no correction) 0.632438 HAC corrected variance (Bartlett kernel) 0.590750
Phillips-Perron Test Equation Dependent Variable: D(LSCV1N,3) Method: Least Squares
Date: 08/19/15 Time: 09:27
Sample (adjusted): 2004M08 2015M07 Included observations: 132 after adjustments
Variable Coefficient Std. Error t-Statistic Prob.
D(LSCV1N(-1),2) -1.463844 0.079713 -18.36384 0.0000 C -0.003367 0.069752 -0.048267 0.9616
R-squared 0.721765 Mean dependent var -0.015455 Adjusted R-squared 0.719625 S.D. dependent var 1.513401 S.E. of regression 0.801354 Akaike info criterion 2.410006 Sum squared resid 83.48177 Schwarz criterion 2.453685 Log likelihood -157.0604 Hannan-Quinn criter. 2.427756 F-statistic 337.2306 Durbin-Watson stat 2.102965 Prob(F-statistic) 0.000000
70 Dependent Variable: D(LSQD)
Method: Least Squares Date: 08/19/15 Time: 10:16
Sample (adjusted): 2004M07 2015M07 Included observations: 133 after adjustments
Variable Coefficient Std. Error t-Statistic Prob.
LSQD(-1) -0.120876 0.048502 -2.492163 0.0140 D(LSQD(-1)) -0.199820 0.086505 -2.309912 0.0225 C 0.725107 0.344190 2.106704 0.0371
R-squared 0.111335 Mean dependent var -0.024662 Adjusted R-squared 0.097663 S.D. dependent var 1.952068 S.E. of regression 1.854297 Akaike info criterion 4.095186 Sum squared resid 446.9941 Schwarz criterion 4.160382 Log likelihood -269.3299 Hannan-Quinn criter. 4.121679 F-statistic 8.143429 Durbin-Watson stat 2.034456 Prob(F-statistic) 0.000466
Null Hypothesis: LSQD has a unit root Exogenous: Constant
71
Adj. t-Stat Prob.*
Phillips-Perron test statistic -2.975718 0.0398 Test critical values: 1% level -3.479656
5% level -2.883073 10% level -2.578331
*MacKinnon (1996) one-sided p-values.
Residual variance (no correction) 3.472926 HAC corrected variance (Bartlett kernel) 2.822066
Phillips-Perron Test Equation Dependent Variable: D(LSQD) Method: Least Squares
Date: 08/19/15 Time: 10:16
Sample (adjusted): 2004M06 2015M07 Included observations: 134 after adjustments
Variable Coefficient Std. Error t-Statistic Prob.
LSQD(-1) -0.153526 0.046980 -3.267908 0.0014 C 0.934635 0.335714 2.784021 0.0062
R-squared 0.074848 Mean dependent var -0.025896 Adjusted R-squared 0.067839 S.D. dependent var 1.944768 S.E. of regression 1.877644 Akaike info criterion 4.112725 Sum squared resid 465.3721 Schwarz criterion 4.155977 Log likelihood -273.5526 Hannan-Quinn criter. 4.130301 F-statistic 10.67922 Durbin-Watson stat 2.333833 Prob(F-statistic) 0.001381
Null Hypothesis: D(LSQD,2) has a unit root Exogenous: Constant
Lag Length: 5 (Automatic - based on SIC, maxlag=12)
t-Statistic Prob.*
Augmented Dickey-Fuller test statistic -9.183499 0.0000 Test critical values: 1% level -3.482453
5% level -2.884291 10% level -2.578981
*MacKinnon (1996) one-sided p-values.
Dependent Variable: D(LSQD,3) Method: Least Squares
Date: 08/19/15 Time: 10:17
Sample (adjusted): 2005M01 2015M07 Included observations: 127 after adjustments