CHƯƠNG 4 : PHÂN TÍCH DỮ LIỆU VÀ KẾT QUẢ NGHIÊN CỨU
4.6 Mức độ truyền dẫn và tốc độ truyền dẫn trong ngắn hạn
Như đã trình bày ở phần trên, độ trễ tối ưu của các chuỗi lãi suất bán lẻ trong mơ hình là từ 2 đến 3 kỳ. Cụ thể, TG_06M, TG_12M, VTC_NH, VTC_TDH có 3 trễ; TG_18M, TG_24M có 2 trễ có thể được sử dụng cho mơ hình tính tốn.
40
Vì vậy, với mong muốn phần dư có ý nghĩa thống kê trong mơ hình, tác giả xem xét mức độ truyền dẫn của lãi suất cơ bản trong ngắn hạn vào lãi suất bán lẻ không những chịu sự ảnh hửởng của lãi suất cơ bản ở kỳ này đó mà cịn chịu sự ảnh hưởng của độ trễ của sự thay đổi trước đó.
Bảng 4.8: Mức độ truyền dẫn của lãi suất cơ bản lên lãi suất bán lẻ trong ngắn hạn
Chuỗi β0 t-value t_value MAL
TG_06M 0.704378 3.932981* -0.179707 -2.976366* 0.10 TG_12M 0.438962 2.250676* -0.289345 -4.007064* 1.94 TG_18M 0.563420 4.119002* -0.188525 -2.882850* 2.32 TG_24M 0.561707 4.279053* -0.179268 -2.769526* 2.44 VTC_NH 0.761162 3.520243* -0.148809 -2.435194* 1.60 VTC_TDH 0.668019 3.058000* -0.113556 -2.202087* 2.92 Ghi chú:
- MAL: Độ trễ của sự điều chỉnh trung bình (Hendry 1995)
- *: Mức ý nghĩa 5%
Bảng trên trình bày kết quả của các mơ hình hai biến số được hiệu chỉnh sai số cấu trúc để ước lượng các động lực ngắn hạn của sự điều chỉnh cho lãi suất bán lẻ. Tác giả chỉ thể hiện các ước lượng cho ảnh hưởng và hệ số hiệu chỉnh sai số. Các ước lượng hệ số cho các biến khác ở phương trình lãi suất bán lẻ và các kết quả của phương trình lãi suất cơ bản được thể hiện trong phụ luc 06. Tất cả các tham số đều có dấu hiệu đáng kì vọng và có ý nghĩa thống kê.
Các hệ số dẫn truyền ảnh hưởng β0 thì dương và có ý nghĩa thống kê. Hệ số β0 thể hiện mức độ truyền dẫn của lãi suất cơ bản đến lãi suất bán lẻ, β0 chạy từ 43.8% cho đến 76.11% cho ta thấy mức độ truyền dẫn là khơng hồn tồn với tất cả các loại lãi suất bán lẻ. Với số liệu tính tốn được, ta có thể kết luận:
- Trong ngắn hạn, mức độ truyền dẫn của các loại lãi suất ngắn hạn cao hơn các loại lãi suất trung dài hạn.
41
- Trong ngắn hạn, mức độ truyền dẫn của các loại lãi suất tiền gửi thấp hơn so với lãi suất cho vay.
- Riêng với lãi suất tiền gửi kỳ hạn 06 tháng, mức độ truyền dẫn tốt và nhanh hơn so với các loại lãi suất tiền gửi kỳ hạn khác.
Trên thực tế, cơ chế điều hành lãi suất cơ bản của NHNN phần nào đã ngăn chặn được nguy cơ xáo trộn thị trường tiền tệ và mất khả năng thanh toán của các NHTM trong những tháng đầu năm 2008, nhất là đối với NHTM cổ phần quy mô nhỏ chuyển đổi mơ hình từ nơng thơn lên. Tuy nhiên tình trạng đua nhau tăng lãi suất cho vay và lãi suất huy động trong năm 2008 và những biểu hiện của thị trường những tháng đầu năm 2010 là sự biểu hiện rõ nét của tính truyền dẫn lãi suất khơng hồn tồn, lý do của tình trạng này là có sự cạnh tranh thiếu lành mạnh giữa các ngân hàng. Khi NHNN thực hiện cơ chế lãi suất thỏa thuận đối với cho vay trung hạn, các NHTM đã đẩy mức lãi suất cho vay rất cao, khoảng 18-21%. Mức lãi suất này đã hạn chế khả năng mở rộng tín dụng của các NHTM (mức tăng trưởng tín dụng quí I chỉ đạt 3.34%). Trong quí I/2010, tăng trưởng tín dụng khơng cao, nguồn vốn vay của các NHTM từ NHNN để đáp ứng thanh khoản tăng lên, điều đó cho thấy vốn của các NHTM là không khan hiếm. Do vậy, với mức lãi suất huy động mà NHNN đã khuyến cáo các NHTM cần thực hiện theo thỏa thuận của Hiệp hội Ngân hàng thì đã đảm bảo một mức lãi suất thực hợp lý cho người gửi tiền, nhưng phản ứng của các NHTM là vẫn đua nhau tăng mức lãi suất huy động cao hơn dưới nhiều hình thức. Những hiện tượng này biểu hiện sự bất cập lớn của thị trường, nếu khơng có những biện pháp ngăn chặn sẽ gây ra những bất ổn của hệ thống ngân hàng, từ đó có thể gây ra khủng hoảng ngân hàng.
Đối với kết quả ước lượng của tốc độ hiệu chỉnh sai số hay tốc độ điều chỉnh δ, các giá trị này đều âm và có ý nghĩa thống kê. Giá trị δ chỉ ra tốc độ điều chỉnh trở lại mức trung bình của lãi suất bán lẻ đến các giá trị cân bằng dài hạn của nó. Độ trễ điều chỉnh trung bình cho ta thấy chỉ tốn khoảng 1 tháng rưỡi để các
42
loại lăi suất ngắn hạn điểu chỉnh về mức trung bình, đặc biệt là lãi suất tiền gửi 06 tháng điều chỉnh với tốc độ rất nhanh, gần như là ngay lập tức, nhưng mất từ 2 tháng rưỡi đến gần 3 tháng để các loại lãi suất trung dài hạn thực hiện tiến trình giống như vậy.
4.7 Tóm tắt Chƣơng 4:
Mở đầu chương 4 đã thực hiện phân tích thống kê mơ tả để cho thấy một bức tranh tổng quát về biến động của các biến qua thời gian nghiên cứu 1/2007 - 10/2012. Do dữ liệu nghiên cứu là dạng dữ liệu thời gian (time series data) việc kiểm định tính dừng của các chuỗi đã được thực hiện để quyết định lựa chọn phương pháp hồi quy thích hợp. Kết quả kiểm định chuỗi dữ liệu của các biến nghiên cứu cho thấy các chuỗi đều dừng ở sai phân bậc 1 và tồn tại 1 vectơ đồng tích hợp giữa biến LSCB với các biến TG_12M, TG_18M, TG_24M, VTC_NH, VTC_TDH cho thấy có tồn tại mối quan hệ dài hạn giữa các biến nghiên cứu. Riêng biến TG_06M khơng có quan hệ đồng liên kết với LSCB. Từ cơ sở này, tác giả đã áp dụng mơ hình hiệu chỉnh sai số ECM để xác định mô hình nghiên cứu trong ngắn hạn và dài hạn giữa các biến.
Trong dài hạn, lãi suất cơ bản có tác động đến đến các mức lãi suất tiền gửi kỳ hạn 12 tháng, 18 tháng, 24 tháng, lãi suất vay ngắn và trung dài hạn. Theo số liệu tại Việt Nam và lãi suất bán lẻ của Vietcombank cho thấy mức độ truyền dẫn đo lường được rất cao. Tuy nhiên mức truyền dẫn này là khác nhau đối với từng loại lãi suất, cụ thể là trong dài hạn mức truyền dẫn của lãi suất vay cao hơn các loại lãi suất tiền gửi, và mức truyền dẫn của các kỳ hạn ngắn sẽ cao hơn so với kỳ hạn dài.
Trong ngắn hạn, mức truyền dẫn đến lãi suất bán lẻ của lãi suất cơ bản thấp hơn so với trong dài hạn, mức độ truyền dẫn là khơng hồn tồn, trong đó lãi suất cho vay ngắn hạn có mức truyền dẫn cao nhất, lãi suất tiền gửi 12 tháng có mức truyền dẫn thấp nhất.
43
trừ lãi suất tiền gửi cơ bản có tốc độ điều chỉnh gần như ngay lập tức với thay đổi chính sách thì chỉ tốn khoảng 1 tháng rưỡi để các loại lãi suất ngắn hạn điểu chỉnh về mức trung bình, nhưng mất từ 2 tháng rưỡi đến gần 3 tháng để các loại lãi suất trung dài hạn thực hiện tiến trình giống như vậy.
44
CHƢƠNG 5:
KẾT LUẬN
Chính sách lãi suất là một cơng cụ của chính sách tiền tệ, vì vậy, mục tiêu theo đuổi của chính sách lãi suất phải nằm trong mục tiêu của chính sách tiền tệ, q trình hồn thiện cơ chế điều hành lãi suất trong từng thời kỳ luôn phải đảm bảo mục tiêu bao trùm của chính sách tiền tệ là ổn định tiền tệ, kiểm soát lạm phát, hỗ trợ tăng trưởng kinh tế và ổn định kinh tế vĩ mô. Ở mỗi nước, Ngân hàng trung ương căn cứ vào luật định, điều kiện và bối cảnh phát triển kinh tế - xã hội, thị trường tài chính - tiền tệ ở mỗi nước, cũng như địa vị pháp lý của Ngân hàng trung ương, mục tiêu của chính sách tiền tệ (lạm phát hoặc đa mục tiêu) để áp dụng cơ chế điều hành lãi suất phù hợp trong từng thời kỳ nhằm ổn định và phát triển thị trường tiền tệ, tạo điều kiện thuận lợi cho hoạt động ngân hàng và sự phân bổ có hiệu quả các nguồn vốn trong nền kinh tế. Điều đó có nghĩa, sự thay đổi trong cơ chế điều hành lãi suất không được gây ra những cú sốc thị trường, đảm bảo tính ổn định và thực hiện các mục tiêu kiểm soát lạm phát, tăng trưởng kinh tế.
Dựa trên cơ sở cơ chế điều hành lãi suất của NHNN, xu hướng cung - cầu vốn thị trường, lạm phát, mức độ rủi ro và lãi suất thị trường quốc tế, các NHTM ấn định lãi suất bán lẻ của mình. Trong bài nghiên cứu này xem xét sự truyền dẫn trong dài hạn của lãi suất chính sách đến nhiều loại lãi suất bán lẻ khác nhau bao gồm các loại lãi suất vay thế chấp và tiền gửi với nhiều kỳ hạn khác nhau. Thứ hai, đề tài nghiên cứu sự truyền dẫn trong ngắn hạn và tốc độ điều chỉnh của các loại lãi suất bán lẻ này.
Từ kết quả thu được qua xử lý của phần mềm Eviews 6.0 cho thấy chuỗi dữ liệu của các biến dừng ở sai phân bậc 1 nghĩa là bậc tích hợp của các biến là I(1), có tồn tại 1 vectơ đồng tích hợp giữa các biến nghiên cứu làm cơ sở cho việc áp dụng mơ hình hiệu chỉnh sai số ECM để xác định mối quan hệ trong ngắn hạn. Mơ hình nghiên cứu trong ngắn hạn cho thấy các biến lãi suất bán lẻ chịu tác động của chính nó với
45
Ở mơ hình dài hạn, biến động của yếu tố lãi suất cơ bản có tác động mạnh đến sự biến động của các loại lãi suất cơ bản. Mức độ truyền dẫn của lãi suất cơ bản đến lãi suất bán lẻ trong khoảng từ 1.18 đến 3.95. Mức độ truyền dẫn của lãi suất bán lẻ ngắn hạn thì cao hơn lãi suất bán lẻ dài hạn. Lãi suất ngắn hạn có độ tương quan cao hơn so với lãi suất dài hạn. Lãi suất dài hạn bị ảnh hưởng không chỉ bởi lãi suất ngắn hạn hiện tại mà còn cả lãi suất ngắn hạn tương lai.
Mức độ truyền dẫn của lãi suất cho vay cao hơn so với lãi suất tiền gửi các kỳ hạn. Cuối cùng là tốc độ điều chỉnh về mức cân bằng là khác nhau giữa các loại lãi suất bán lẻ.
Với những kêt quả đo lường ta thấy được vai trò và mức độ truyền dẫn của yếu tố lãi suất cơ bản trong việc định hướng và điều hành thị trường tiện tệ thông qua kênh lãi suất. Do đó, trong điều kiện thị trường Việt Nam, trước mắt là phải thiết lập một mức lãi suất cơ bản có tác dụng định hướng được lãi suất thị trường. Theo kinh nghiệm của một số nước trên thế giới, để có thể phát huy được tốt vai trò định hướng của lãi suất cơ bản thì bản thân ngân hàng trung ương của quốc gia đó phải xác định được những mục tiêu điều hành cụ thể trên cơ sở định lượng cụ thể về lạm phát, tăng trưởng, hoặc lãi suất ngắn hạn mà tại đó nền kinh tế đạt trạng thái cân bằng. Vì vậy, việc hồn thiện cơ chế hình thành lãi suất cơ bản - làm cơ sở định hướng chuẩn mực cho lãi suất thị trường, thị trường tiền tệ là một việc cần thiết. Trên cơ sở mức lãi suất cơ bản, hình thành đồng bộ các mức lãi suất chỉ đạo, như lãi suất tái cấp vốn, lãi suất chiết khấu, lãi suất cho vay qua đêm và lãi suất nghiệp vụ thị trường mở nhằm chủ động điều tiết lãi suất thị trường và các hành vi cho vay, đi vay của các thành viên trên thị trường tiền tệ. Lượng tiền cung ứng sẽ được điều tiết hợp lý để đảm bảo các mức lãi suất mục tiêu.
Đối với lãi suất huy động, lãi suất cho vay do những bất cập về cấu trúc thị trường hiện nay làm nảy sinh tình trạng cạnh tranh lãi suất thiếu lành mạnh, cũng như là diễn biến của lãi suất thực huy động, cho vay có thể làm kỳ vọng lạm phát gia tăng
46
nên việc thực hiện duy trì mức lãi suất trần trong giai đoạn này là cần thiết để bình ổn mặt bằng lãi suất.
47
DANH MỤC TÀI LIỆU THAM KHẢO
A. TÀI LIỆU TIẾNG VIỆT
1. Chương trình giảng dạy kinh tế Fulbright, “Kinh tế lượng cơ sở - Các phương pháp định lượng II – Chương 21: Chuỗi thời gian trong kinh tế lượng”
2. Hoàng Trọng và Chu Nguyễn Mộng Ngọc (2007), “Thống kê ứng dụng
trong Kinh tế xã hội”, Nhà xuất bản Thống kê.
3. Nguyễn Phi Lân (2010), “Cơ chế truyền dẫn tiền tệ dưới góc nhìn định lượng”.
4. Nguyễn Quang Đông (2008), “Kinh tế lượng chương trình nâng cao”, Nhà xuất bản khoa học kỹ thuật.
5. Nguyễn Thị Ngọc Trang (2006), “Quản trị rủi ro tài chính”, Nhà xuất bản Thống kê.
6. Nguyễn Thị Minh Huệ (2011), “Phân tích hiệu quả của chính sách lãi
suất năm 2011”.
7. Phạm Trí Cao (2009), “Kinh tế lượng ứng dụng”, Nhà xuất bản thống kê.
8. Phùng Thanh Bình “Hướng dẫn sửdụng Eviews 5.1”
9. Trần Ngọc Thơ chủ biên, 2005. Tài chính doanh nghiệp hiện đại, Nhà
xuất bản Thống kê.
B. TÀI LIỆU TIẾNG ANH
1. Bondt, G. D., 2002. “Retail bank interest rate pass-through: New
evidence from the Euro area level”. Working paper No.136, European
Central Bank Working Paper Series
48
via the administered interest rate channel”. Journal of Banking and
Finance, Forthcoming.
3. Jesus Gonzalo (1994), “Five alternative methods of estimating long run
equilibrium relationships”, Journal of Econometrics 60 (1994) 203-233
North-Holland.
4. Harald Sander, Stefanie Kleimeier, (2006) “Expected versus unexpected
monetary policy impulses and interest rate pass through in euro-zone’s retail banking markets”. Journal of Banking and Finance, 30, 1839 -
1870
5. Harald Sander, Stefanie Kleimeier, (2006) “Interest Rate Pass Through in the Common Monetary Area of the SACU countries”. South African
Journal of Economics.
6. Ming-Hua Liu, Dimitri Margaritis and Alireza Tourani-Rad (2005), “Monetary policy transparency and pass-through of retail interest
rates”. Enterprise and Inovation, Research paper series Faculity of
Bussiness ISSN Number 1176-1997.
7. Phillips, P.C.B. and Loretan, M., (1991) “Estimating long-run
equilibria”, The Review of Economic Studies 58(3), 407-436.
8. Sarno, L., Thornton, D.L., (2003) “The dynamic relationship between the
federal funds rate and the Treasury bill rate: An empirical investigation”.
Journal of Banking and Finance 27, 1079-1110.
9. Soren Johansen (1988), “Statistical analysis of cointergiration vectors”, Journal of Economic Dynamics and Control 12 (1988) 231-254 North - Holland
49
PHỤ LỤC 01:
KIỂM ĐỊNH TÍNH DỪNG THEO PHƢƠNG PHÁP AUGMENTED DICKEY FULLER (ADF)
ADF LSCB
Null Hypothesis: LSCB has a unit root Exogenous: Constant
Lag Length: 1 (Automatic based on SIC, MAXLAG=10)
t-Statistic Prob.*
Augmented Dickey-Fuller test statistic -3.430771 0.0132
Test critical values: 1% level -3.530030
5% level -2.904848
10% level -2.589907
*MacKinnon (1996) one-sided p-values.
Augmented Dickey-Fuller Test Equation Dependent Variable: D(LSCB)
Method: Least Squares Date: 11/26/12 Time: 22:46
Sample (adjusted): 2007M03 2012M10 Included observations: 68 after adjustments
Variable Coefficient Std. Error t-Statistic Prob.
LSCB(-1) -0.131834 0.038427 -3.430771 0.0011
D(LSCB(-1)) 0.634338 0.095773 6.623338 0.0000
C 1.163398 0.343486 3.387034 0.0012
R-squared 0.427396 Mean dependent var 0.011029
Adjusted R-squared 0.409778 S.D. dependent var 0.672534
S.E. of regression 0.516680 Akaike info criterion 1.560331
Sum squared resid 17.35231 Schwarz criterion 1.658250
Log likelihood -50.05124 Hannan-Quinn criter. 1.599129
F-statistic 24.25827 Durbin-Watson stat 2.032117
Prob(F-statistic) 0.000000
ADF D(LSCB)
Null Hypothesis: D(LSCB) has a unit root Exogenous: Constant
Lag Length: 0 (Automatic based on SIC, MAXLAG=10)
t-Statistic Prob.*
Augmented Dickey-Fuller test statistic -4.258222 0.0011
50
5% level -2.904848
10% level -2.589907
*MacKinnon (1996) one-sided p-values.
Augmented Dickey-Fuller Test Equation Dependent Variable: D(LSCB,2) Method: Least Squares
Date: 11/26/12 Time: 22:48
Sample (adjusted): 2007M03 2012M10 Included observations: 68 after adjustments
Variable Coefficient Std. Error t-Statistic Prob.
D(LSCB(-1)) -0.431045 0.101227 -4.258222 0.0001
C 0.004754 0.067585 0.070344 0.9441
R-squared 0.215523 Mean dependent var -1.84E-17
Adjusted R-squared 0.203637 S.D. dependent var 0.624440
S.E. of regression 0.557245 Akaike info criterion 1.697348
Sum squared resid 20.49447 Schwarz criterion 1.762628
Log likelihood -55.70983 Hannan-Quinn criter. 1.723214
F-statistic 18.13246 Durbin-Watson stat 1.850476