II. TỔNG QUAN CÁC NGHIÊN CỨU TRƯỚC ĐÂY:
3.1.4. Phản ứng của chính sách tiền tệ:
Nhằm mô tả một cách đầy đủ các điểm cân bằng động (equilibrium dynamics) trong mô hình, tác giả đưa vào một quy luật lãi suất nhằm mô tả chính sách tiền tệ. Giả định rằng, chính sách tiền tệ nhắm đến điều chỉnh lãi suất trái phiếu Rt:
Trong đó:
Rt là l i suất tr i phiếu – c ng ch nh là l i suất mục ti u của ch nh s ch tiền tệ.
ρ phản nh mức u n t nh (t nh ỳ) của ch nh s ch tiền tệ (ảnh hưởng của l i suất tr i phiếu thời kỳ trư c).
16
Theo nghiên cứu “Two new eynesian Theories of Stic y Price odel”, Roger. .A. Farmer (2000), sự “đánh đổi” (“intertemporal”) ở đây là sự đánh đổi giữa tiêu dùng hiện tại và sự tiết kiệm ở tương lai.
(8)
, Y mô tả phản ứng của l i suất ch nh s ch lần lượt đối v i lạm ph t và sản lượng.
3.2. Hiệu ứng truyền d n lãi suất và t nh xác định của trạng thái cân bằng:
Bài nghiên cứu h n t ch ảnh hưởng của hiệu ứng truyền n l i suất đến đặc t nh c n bằng của m h nh ựa tr n điều iện c nghiệm của hệ hư ng tr nh 6) – ) với các biến ch nh là ̂ ̂ ̂ ̂ ]
Hệ phương trình ( ) – (9) có thể được viết gọn lại dưới dạng ma trận: ( )
Trong đó:
ut = [ ̂ ̂ ̂ ̂ ]’
A và B là ma trận hệ số v i c c phần t là hàm của c c tham số cấu tr c (structural parameters) được xác lập trong mỗi phương trình t (6) đến (9).
Từ đó, tính xác định (determinacy) hay sự ổn định (stability) của trạng thái cân bằng với ì vọng hợp lý17 (rational-expections equilibrium) tương ứng với trường hợp: số lượng các giá trị đặc trưng (eigenvalues) của ma trận A-1B bên ngoài vòng đơn vị (unit circle) bằng với số lượng biến đã xác định (predetermined variables).18
17
Theo nghiên cứu “Stable sunspot solutions in models with Predetermined variables” của Evans và McGough (2002), trạng thái cân bằng hợp lý (rational-expectations equilibrirum) có nghĩa là: Khi các biến ngẫu nhiên Xt (stochastic) và chưa xác định (non-predeterminated) thỏa mãn hàm phụ thuộc vào giá trị kỳ vọng tương lai hợp lý Et(Xt+1). Trong trường hợp này, các yếu tố ngoại sinh (sunspot) biểu thị qua tâm lý được duy trì ổn định, và kỳ vọng tương lai vẫn hông đổi. Ngược lại, khi các biến Xt không thỏa mãn hàm phụ thuộc vào giá trị kỳ vọng tương lai hợp lý Et(Xt+1), giá trị kỳ vọng sẽ bị điều chỉnh do biến động từ yếu tố ngoại sinh (sunspot), qua đó tiếp tục làm biến động giá trị Xt đến khi kỳ vọng hợp lý được thỏa mãn (self-fulfilling revisions of expectations).
18
Nghiên cứu “The solution of Linear diffirence models under rational expectations” của Blanchard và ahn ( 980), “Predeterminated and Non-Predeterminated variables in rational expectation models” của Willem H.Buiter ( 982), “Self-fulfilling expectations and fluctuations in aggregate demand” của Woodford (1990) lý giải cụ thể hơn cho vấn đề này. Các biến đã xác định (predetermitaned) là các biến phụ thuộc vào các biến đã biết trong quá khứ hoặc hiện tại, mà không phụ thuộc vào kỳ vọng tương lai. Các biến chưa xác định (non-predetermitaned) ngoài ra
Bên cạnh đó, bài nghiên cứu giả định một số điều iện của mô hình để phân tích ảnh hưởng của các tham số λ1 và λ2 (phản ánh hiệu ứng truyền dẫn) đến trạng thái ổn định (tính xác định trạng thái cân bằng).
Cụ thể hơn, các tham số được chọn như sau: - Hệ số chiết hấu β = 0 .
- Hệ số σ là hệ số xác định độ co dãn thay thế của tăng trưởng tiêu dùng đối với tiết kiệm, η là hệ số xác định độ co dãn của cung lao động19, σ = η = 2.
- = 11 tương ứng với mức chênh lệch ổn định là 10% (steady state markup).20
- α = 0 33 biểu thị độ co giãn của sản lượng theo lao động21 là (1- α) 0, 7. - ω = 0 3 nghĩa là có 30% các doanh nghiệp tuân theo quy luật neo theo giá quá
khứ (backward-looking pricing rule).
- θ = 0 75 với giả định, mức giá được cố định ở mức trung bình trong quý. Việc cân chỉnh hành vi thiết lập giá của các doanh nghiệp rất phù hợp với các bằng chứng thực nghiệm gần đây (nghiên cứu của Leith và alley, 2005). - = 0,8 dựa trên bằng chứng thực nghiệm trong báo cáo của Gerdesmeier và
Roffia (200 ) ở hu vực đồng Euro, Clarida cộng sự (2000) ở ỹ.
còn phụ thuộc vào kỳ vọng tương lai. Từ đó ta xác lập được biến sản lượng Yt và lạm phát t là 2 biến chưa xác định. Lãi suất chính sách Rt và bán lẻ Rt
D
là 2 biến đã xác định theo sản lượng và lạm phát hiện tại. Quay lại cách giải ma trân, hệ ma trận trên có thể được biến đổi thành
( ) . Khi số giá trị đặc trưng (eigenvalues) của ma trận A-1B nằm ngoài vòng đơn vị bằng với số biến đã xác định (ở trên là 2), hệ phương trình được lược giản thành hệ 2 ẩn 2 phương trình, với hạng lớn nhất (rank) của ma trận A-1B là 2, đủ để thỏa mãn điều kiện có nghiệm của ma trận.
19
Theo nghiên cứu “Two new eynesian Theories of Stic y Price odel”, Roger. .A. Farmer (2000) và , hệ số co giãn thay thế của tăng trưởng tiêu dùng với tiết kiệm là /σ , hệ số co giãn của cung lao động là /η.
20
Theo nghiên cứu “Strategic Complementarities and Optimal monetay policy” của Andrew T.Levin và cộng sự (2006), mức ổn định (steady state) là khi tất cả các biến về danh nghĩa tăng cùng tỷ lệ với nhau, và các biến số giữ nguyên quan hệ tương đối. Mức ổn định của hệ số chênh lệch (steady state markup) là hệ số chênh lệch (được kỳ vọng là hông đổi) giữa mức giá so với chi phí biên trung bình để sản xuất hàng hóa nói chung. Công thức tính là
, với = 11 ta tính được = 1,1 biểu thị hệ số chênh lệch ổn định ở mức lệch 10%.
21
Để đơn giản hóa, chúng ta xem xét trường hợp chính sách tiền tệ hông phản ứng với lỗ hổng sản lượng (output gap), nghĩa là y = 0.
Đặt λ , λ phản ánh tác động dài hạn của lãi suất chính sách đến lãi suất tiền gửi.
Từ điều iện để đạt được trạng thái cân bằng hợp lý (nói cách hác, để hệ phương trình ( ) – (9) có nghiệm thỏa mãn giá trị kỳ vọng hợp lý), ta có:
- Miền xác định là λ. > 1
- Đường biên giới (giữa 2 miền) có phương trình λ. = 1
Hình : Miền c định và miền kh ng c định.
Hình biểu thị đường biên giới chia mặt phẳng tham số (λ, ) thành 2 phần tương ứng với sự cân bằng xác định và cân bằng hông xác định. Đường biên giới dốc xuống và lồi về phía gốc tọa độ.
- Những điểm nẳm bên phải đường biên giới tương ứng với bộ tham số (λ, ) thích hợp để tạo ra sự cân bằng xác định.
- Ngược lại, những điểm nằm bên trái dẫn đến sự hông xác định. Do đó, đường bên giới xác định giới hạn dưới ̅ của .
Miền c định
> ̅ tư ng ứng với t nh xác định của trạng thái cân bằng hợp lý.
Dễ thấy rằng: Hiệu ứng truyền dẫn dài hạn λ càng yếu, thì đòi hỏi phản ứng càng mạnh của chính sách tiền tệ với lạm phát để đảm bảo tính xác định. Cụ thể hơn, việc đặt điều iện của chúng ta ở trên chỉ ra rằng với y 0 thì ̅ tương ứng với 1/λ.
Ta rút ra ết luận: Trong m i trường này với các giả định trong bài) nguy n tắc Taylor c n được điều chỉnh thành .λ 1 thay v > 1 nguy n tắc Taylor chu n).
Với các giá trị của < ̅ , sự cân bằng là hông xác định và biến động do hiệu ứng “tự đáp ứng các thay đổi kỳ vọng” (self-fulfilling revisions in expectations) xảy ra22. Điều này có thể nhận thấy dễ dàng: Với λ nhỏ, thay đổi trong lãi suất chính sách bị hấp thụ phần lớn bởi lĩnh vực ngân hàng và hông truyền đến các hộ gia đình. Do đó, nếu ỳ vọng lạm phát tăng, chính sách tiền tệ phải thắt chặt mạnh để đảm bảo tác động cân bằng (ổn định) lên tổng cầu.
ét đến hiệu ứng truyền dẫn dài hạn λ, quán tính (tính ỳ) λ2 cao sẽ bù đắp cho mức truyền dẫn ban đầu (trực tiếp) λ1 thấp. ét trên đường biên, với λ thì ̅ , do đó cân bằng xác định khi > 1. Vì vậy, với hiệu ứng truyền dẫn hoàn toàn (ít nhất là trong dài hạn), ta đạt được nguyên tắc Taylor chuẩn.
ột số tranh luận:
- Ở phía trên, chúng ta đã giới hạn phân tích trong trường hợp y 0. Với y > 0, đường biên giới dịch chuyển xuống dưới, do đã xét đến cả phản ứng của lãi suất danh nghĩa đến lỗ hỗng sản lượng (output gap). Theo đường cong Phillips, tỷ lệ lạm phát cao hơn (liên tục) hàm ý lỗ hổng sản lượng cao hơn (liên tục), dẫn đến lãi suất cao hơn trong dài hạn (theo nghiên cứu của Woodford, 2003). Tuy nghiên, thực nghiệm cho thấy ảnh hưởng của y đến ̅ là hông đáng ể.
22
- Chú ý phương trình (9): Lãi suất danh nghĩa được điều chỉnh đồng thời theo độ lệch so với trạng thái ổn định của lạm phát và sản lượng. Nhưng bằng chứng thực nghiệm cho thấy chính sách tiền tệ hoạt động với hướng neo theo ỳ vọng tương lai (forward-loo ing manner). Trong mô hình với quy luật lãi suất neo theo kỳ vọng tương lai (forward-loo ing), nguyên tắc Taylor vẫn là một điều iện quan trọng cho tính xác định (ổn định) của sự cân bằng, mặc dù nguyên tắc đã được nới lỏng. Cụ thể hơn, hi lãi suất danh nghĩa điều chỉnh do phản ứng với ỳ vọng lạm phát tương lai, tính xác định đòi hỏi hông quá lớn23 (theo Woodford, 2003). Tuy nhiên, giới hạn trên của là quá rộng để thỏa mãn cho nhiều cách tham số hóa hợp lý (parameterizations), và thoả mãn các quy luật lãi suất theo thực nghiệm.Vì vậy, việc tập trung phân tích dựa trên trường phái quy luật lãi suất “ hông neo theo ỳ vọng tương lai” (non-forward-loo ing) hông bị giới hạn quá mức (vẫn cho thấy tính thuyết phục).
IV. KẾT QUẢ THỰC NGHIỆM Ở MỸ VÀ EURO:24
Trong phần này, bài nghiên cứu sẽ tiến hành so sánh thực nghiệm hiệu ứng truyền dẫn (pass-through) lãi suất giữa 2 hệ thống tài chính:
- Khu vực châu Âu – Euro: Hệ thống tài chính dựa vào ngân hàng. - Nước Mỹ - U.S.: Hệ thống tài chính dựa vào thị trường
Mô hình thực nghiệm được sử dụng dựa trên phương trình (8) – phương trình mô tả quan hệ lãi suất bán lẻ (retail interest rate) và lãi suất thị trường. Vì mô hình này chưa tính đến đầu tư một cách rõ ràng, Ct được hiểu theo nghĩa rộng: là thành phần
23
Ngoài ra, theo nghiên cứu “Forward-looking vesus Backward-loo ing Taylor rules” của Charles T.Carlstrom và cộng .sự (2000), khi thêm yếu tố kỳ vọng lạm phát tương lai vào hàm điều chỉnh lãi suất danh nghĩa, hệ số phản ứng đối với lạm phát hiện tại hoặc quá khứ có thể được giảm bớt, thông qua hệ số điều chỉnh kỳ vọng . Công thức tổng quát là ̂ ̂ ( ̂ ( ) ̂ ) . Điều kiện để xác định được trạng thái cân bằng thực là và . Nếu kỳ vọng về lạm phát tương lai được xét đến, , hệ số phản ứng lãi suất danh nghĩa lạm phát hiện tại sẽ sụt giảm.
24 Theo bài nghiên cứu “Interest Rate Pass-Through, Monetary Policy Rules and Macroeconomic
nhạy cảm với lãi suất trong GDP, bao gồm cả tiêu dùng và đầu tư. Do đó, bài nghiên cứu sẽ dựa trên một loạt các lãi suất bán lẻ thích hợp với người tiêu dùng (lãi tiền gửi) và doanh nghiệp (lãi cho vay).
Quá trình phân tích thực nghiệm bao gồm các bước:
- Bước 1: Kiểm định nghiệm đơn vị (unit roots) của chuỗi dữ liệu về lãi suất bán lẻ và lãi suất chính sách (lãi suất thị trường kỳ hạn 3 tháng được lấy làm đại diện cho lãi suất chính sách).
- Bước 2: Kiểm định đồng liên kết (cointegration) giữa lãi suất bán lẻ và lãi suất chính sách, qua đó hái quát hóa phương trình (8) thành mô hình hồi quy sai số hiệu chỉnh (error-correction model).
- Bước 3: Ước lượng hiệu ứng truyền dẫn trong ngắn và dài hạn, sử dụng hàm hồi quy tương tự phương trình (8).
4.1. Dữ liệu:
Do có sự khác biệt về hệ thống thống kê dữ liệu, việc tìm chuỗi lãi suất bán lẻ tương xứng cho nước Mỹ và khu vực uro là há hó hăn. Để có sự tương xứng, với lãi tiền gửi ngân hàng, bài nghiên cứu chọn các lãi suất có kỳ hạn tương tự nhau. Với lãi cho vay, sẽ bao gồm các lãi suất cho vay kinh doanh và tiêu dùng phổ biến từ ngắn đến dài hạn. Cụ thể, bài nghiên cứu chia bộ dữ liệu riêng biệt cho 2 khu vực:
- Nước Mỹ:
Lãi suất tiền gửi: Bao gồm 4 loại lãi suất khác nhau, kỳ hạn từ đến 12 tháng.
Lãi suất cho vay: Bao gồm 3 loại lãi suất khác nhau: khoản vay kinh doanh ngắn hạn, tín dụng tiêu dùng ngắn hạn, khoản vay thế chấp cho kinh doanh và tiêu dùng.
Lãi suất tiền gửi: Bao gồm 5 loại lãi suất tiền gửi hác nhau: tiền gửi thanh toán (sight deposits), tiền gửi tiết kiệm (kỳ hạn dưới và trên 3 tháng) và tiền gửi có kỳ hạn (kỳ hạn dưới và trên 2 năm).
Lãi suất cho vay: Bao gồm 4 loại lãi suất cho vay hác nhau: hoản vay kinh doanh (kỳ hạn dưới và trên năm), hoản vay tiêu dùng ngắn hạn và khoản vay tiêu dùng có thế chấp.
Các loại lãi suất trên đều là dữ liệu hàng tháng, ngoại trừ lãi tín dụng tiêu dùng ở Mỹ được báo cáo theo quý. Dữ liệu chủ yếu được lấy trong thời ì từ / 995 đến 9/2003 do chưa thể tìm được chuỗi dữ liệu nào dài hơn25
. Bảng mô tả dữ liệu cụ thể được trình bày ở phần Phụ lục A.
Nhiều lãi suất bán lẻ được xem xét, nhằm cho một cái nhìn tổng quan về hiệu ứng truyền dẫn (pass-through) qua nhiều loại lãi suất khác nhau. Tuy nhiên, bài nghiên cứu còn xây dựng lãi suất bình quân gia quyền, nhằm xem xét tác động nhất quán thông qua giá trị đại diện này. Trọng số được lựa chọn dựa trên tỷ trọng tài khoản tiền gửi hoặc cho vay trong danh mục của ngân hàng thương mại:
- Tại Mỹ, trọng số được tính từ Flow of Fund Accounts of the United States, được công bố bởi Board of Governors of the Federal Reserve System26
. Tuy nhiên, tài khoản tiền gửi27 hông được phân theo kỳ hạn, nên không thể xây dựng bình quân gia quyền cho riêng lãi suất tiền gửi tại Mỹ.
- Tại khu vực Euro, tỷ trọng được lấy trực tiếp từ bảng cân đối kế toán theo công bố của Monetary Financial Institutions (MFI), trong thống kê của CB’s Monthly Bulletin28.
25
Năm 2003, Ngân hàng Châu Âu CB thay đổi cách tính lãi suất hàng tháng và ngừng công bố dữ liệu theo trước 9/2003. Dữ liệu bắt đầu từ cuối 2003 không phù hợp với dữ liệu trước đó.
26
Năm 2003, hoản vay kinh doanh chiếm 29%, vay tín dụng tiêu dùng chiếm 15% và vay thế chấp chiếm 51% tổng số cho vay của ngân hàng thương mại. Tổng cộng là 95%.
27
Cả tiền gửi có kỳ hạn và tiền gửi tiết kiệm.
28
Năm 2003, hoản vay kinh doanh, vay tiêu dùng ngắn hạn và vay thế chấp tiêu dùng chiếm lần lượt 52%, 8% và 40% tổng cho vay. Ngoài ra, tiền gửi thanh toán, tiết kiệm và có kỳ hạn chiếm
Các biến lãi suất được mô tả cụ thể ở Phụ lục A.
4.2. Kiểm định nghiệm đ n vị và đồng liên kết:
Kiểm định nghiệm đ n vị:
- Các mô hình kiểm định:
ADF test (tham khảo Dickey và Fuller (1979); Said và Fuller (1984))
PP test (tham khảo Phillips (1987); Phillips và Perron (1988))
NgP tests: Ng và Perron (2001) cho rằng các kiểm định nghiệm đơn vị trên có ý nghĩa thống kê thấp, và quy mô bị nhiễu. Do đó, bài nghiên cứu sử dụng thêm 4 kiểm định của Ng và Perron nhằm tăng ý nghĩa và quy mô kiểm định.
- Kết quả kiểm định:
Tất cả trường hợp đều cho thấy chuỗi dữ liệu là liên kết bậc nhất I( ), tương ứng với cả ADF test, PP test và NgP tests.
Còn một trường hợp ngoại lệ, là chuỗi lãi suất tiền gửi thanh toán ở khu vực Euro, chỉ có PP test cho kết luận liên kết bậc nhất I(1), ADF test và NgP tests lại kết luận chuỗi dữ liệu liên ết bậc hai I(2). Do đó, ết luận theo đa số kiểm định là I(2).
Kết quả kiểm định chi tiết được trình bày ở Phụ lục B1 và B2.
Kiểm định đồng liên kết
Ở phần này, chúng ta sẽ tiến hành kiểm định đồng liên kết, do lãi suất thị trường và lãi suất bán lẻ là liên kết bậc nhất I(1) (ngoại trừ lãi suất tiền gửi thanh toán ở khu vực Euro). Chuỗi dữ liệu lãi suất tiền gửi thanh toán hu vực uro được