IV. KẾT QUẢ THỰC NGHIỆ MỞ MỸ VÀ EURO:
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). (adsbygoogle = window.adsbygoogle || []).push({});
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 loại bỏ khỏi kiểm định này.
- Các mô hình kiểm định:
lần lượt 38%, 31% và 31% tổng tiền gửi của tổ chức phi tài chính và hộ gia đình trong hu vực Euro.
Kiểm định phần dư hồi quy OLS (OLS-residual-based tests) được đề xuất bởi Engle và Granger (1987) (ADF test), Phillips và Ouliaris (1990) (PP test).
PR tests được phát triển bởi Perron và Rodriguez (2001), sử dụng hồi quy GLS với dữ liệu đã loại bỏ xu hướng (detrended), được thiết kế tương tự kiểm định của Ng và Perron (2001). Cụ thể hơn, iểm định gồm 2 loại PR tests, là dạng cải tiến từ thống kê PP test (MZa) và ADF test (ADF-GLS).
- Kết quả kiểm định:
Đối với Mỹ, kiểm định chuẩn (ADF và PP test) kết luận lãi suất bán lẻ (tiền gửi cũng như cho vay) đồng liên kết với lãi suất thị trường (tại mức ý nghĩa tối thiểu là 10%). Tuy nhiên, PR tests lại phủ định kết luận trên.
Đối với khu vực Euro, ADF và PP test cho kết luận hông đồng bộ. Lãi suất cho vay dài hạn cho kết quả đồng liên kết, còn lãi cho vay ngắn hạn và lãi tiền gửi ngắn hạn có vẻ hông đồng liên kết với lãi suất thị trường. Tuy nhiên, đối với lãi suất bán lẻ ở ỹ, PR tests cải tiến lại cho kết luận r ràng hông có đồng liên kết ở mọi chuỗi lãi suất.
Các kết luận từ PR tests cho thấy ý nghĩa thống kê cao từ hồi quy GLS với dữ liệu đã loại bỏ xu hướng (detrended), nên bài nghiên cứu kết luận rằng, không có lãi suất bán lẻ nào đồng liên kết với lãi suất thị trường.
Kết quả kiểm định chi tiết được trình bày ở Phụ lục B3 và B4.
4.3. Hiệu ứng truyền d n dài hạn – Kết quả thực nghiệm ở Mỹ và Euro:
4.3.1. Mô hình hồi quy:
Chúng ta ước lượng hiệu ứng truyền dẫn trong ngắn và dài hạn dựa trên phương trình (8).
Do chuỗi lãi suất được kiểm định không có tính dừng, là chuỗi liên kết bậc nhất I(1), nên các biến số lãi suất đều được lấy vi phân bậc . Bên cạnh đó, do hông tìm thấy tính đồng liên kết giữa lãi suất thị trường và lãi suất bán lẻ, sai số hồi quy (theo mô hình C ) được loại trừ khỏi hàm hồi quy.
Phương trình (8) được biến đổi thành hàm hồi quy tổng quát (10). Mô hình hồi quy được sử dụng để ước lượng là mô hình ADL (Autoregressive Distributed- Lag) điều chỉnh độ trễ hồi quy. Các biến trễ của lãi suất thị trường và lãi suất bán lẻ được thêm vào trong quá trình hồi quy. Số lượng biến trễ được lựa chọn dựa trên điều kiện Akai e Information với số lượng biến trễ tối đa là .
Trong đó:
Các biến số đều ở dạng sai phân bậc 1.
Hiệu ứng truyền dẫn ngắn hạn 1 được đo lường bởi ao , cho biết tác động trực tiếp của lãi suất thị trường hiện hành Rt đến lãi suất bán lẻ hiện hành RDt .
Hiệu ứng truyền dẫn dài hạn cho biết t c động qua nhiều thời kỳ của lãi suất thị trường Rt-i lên lãi suất bán lẻ RDt-i , ua đó ảnh hưởng trực tiếp hoặc gián tiếp đến lãi suất bán lẻ RDt trong hiện tại.
được đo lường như sau:
Các phần sau đây sẽ tiếp tục trình bày các kết quả hồi quy và tiến hành so sánh hiệu ứng truyền dẫn lãi suất ở Mỹ và khu vực Euro.
4.3.2. Hiệu ứng truyền dẫn ở Mỹ:
Bảng 1: Hiệu ứng truyền dẫn ngắn và dài hạn ở Mỹ, thời kỳ 1995 - 2003
Ghi chú: TCD là viết tắt của Time Certificates of Deposit – chứng ch tiền g i tiết kiệm. Trong ngoặc đơn là sai số chuẩn tương ứng hệ số hồi quy. Sai số chuẩn của các hệ số truyền dẫn dài hạn được t nh theo phương ph p Delta (xem Greene, 2000, trang 330). Chuỗi số liệu về lãi suất cho vay thế chấp ở Mỹ được rút ngắn thành 1995-2000, do năm 2000 có sự thay đổi đ ng kể về số liệu. Ngoài ra, hiệu ứng truyền dẫn ngắn và dài hạn sau năm 2000 c ng cho thấy sự sụt giảm mạnh. Vì vậy, nhằm tránh sai sót t lãi suất thế chấp, trọng số được điều ch nh theo giai đoạn 1995-2000.
Hiệu ứng truyền dẫn dài hạn đối với lãi suất tiền gửi ngân hàng gần như là hoàn toàn. Cụ thể, đối với lãi suất kỳ hạn ngắn (1 và 3 tháng), giả thiết Ho: = 1 được chấp nhận. Đối với lãi suất kỳ hạn dài (6 và 12 tháng), hiệu ứng truyền dẫn cũng tiến gần đến mức đơn vị ( thấp hơn hông đáng ể).
Ngoài ra, hiệu ứng truyền dẫn ngắn hạn với lãi suất tiền gửi cũng gần như hoàn toàn. Điều này cho thấy những thay đổi trong lãi suất thị trường được truyền (adsbygoogle = window.adsbygoogle || []).push({});
dẫn một cách nhanh chóng. Trong vài trường hợp, hiệu ứng truyền dẫn ngắn hạn thậm chí còn lớn hơn dài hạn.
Hiệu ứng truyền dẫn dài hạn đối với lãi suất cho vay hông được đồng nhất với nhau. Một mặt, trong dài hạn, lãi suất thế chấp ở Mỹ bị ngân hàng hấp thu khá nhiều, nếu lãi suất thị trường thay đổi 00 điểm cơ bản29, lãi suất thế chấp chỉ thay đổi 29 điểm cơ bản. Mặt khác, với lãi vay kinh doanh ngắn hạn, hiệu ứng truyền dẫn dài hạn gần như là hoàn toàn (chấp nhận giả thiết Ho: = 1 với ý nghĩa thống ê cao). Tương tự, hiệu ứng truyền dẫn ngắn hạn cho thấy sự khác biệt lớn ở các loại lãi suất khác nhau.
Cuối cùng, đối với bình quân gia quyền của lãi suất cho vay, hiệu ứng truyền dẫn dài hạn ở Mỹ là 0,57. Nói cách khác, trong dài hạn, chỉ có gần 0% thay đổi của lãi suất thị trường kỳ hạn 3 tháng ( 0 điểm so với 00 điểm cơ bản) được truyền dẫn đến người đi vay, và phần còn lại đã bị hấp thụ bởi hệ thống ngân hàng.
4.3.3. Hiệu ứng truyền dẫn ở khu vực đồng Euro:
Bảng 2: Hiệu ứng truyền dẫn ngắn và dài hạn khu vực Euro, thời kỳ 1995 - 2003
29
Điểm cơ bản (basis point) biểu thị lượng thay đổi tuyệt đối của các số liệu về lãi suất hoặc tỷ suất sinh lợi. 00 điểm cơ bản tương ứng với điểm phần trăm thay đổi của lãi suất.
Ghi chú: TD là viết tắt của Time Deposits – chứng ch tiền g i tiết kiệm. Trong ngoặc đơn là sai số chuẩn tương ứng hệ số hồi quy. Sai số chuẩn của các hệ số truyền dẫn dài hạn được t nh theo phương ph p Delta ( em Greene, 2000, trang 330).
Hiệu ứng truyền dẫn đối với lãi suất tiền gửi khu vực Euro thấp hơn nhiều so với Mỹ. Trong dài hạn, hiệu ứng truyền dẫn chỉ nằm từ 0,27 (lãi suất tiết kiệm kỳ hạn nhỏ hơn 3 tháng) đến 0,66 (lãi suất tiết kiệm kỳ hạn 2 năm). ết quả này nhỏ hơn so với báo cáo của De Bondt (2005), tương ứng với mỗi loại lãi suất. Tuy nhiên, độ lớn tương đối giữa các hệ số ở mỗi loại lãi suất vẫn giữa nguyên so với báo cáo của De Bondt (2005). Trung bình, trong dài hạn, hiệu ứng truyền dẫn khu vực Euro ở khoảng 0,32.
Hiệu ứng truyền dẫn ngắn hạn với lãi suất tiền gửi khu vực uro cũng hông đồng nhất với nhau. Với lãi suất kỳ hạn ngắn, hiệu ứng truyền dẫn ngắn hạn (1 tháng) đã chiếm đến 1/3 hoặc ½ hiệu ứng truyền dẫn dài hạn. Với lãi suất kỳ hạn dài, độ truyền dẫn ngắn và dài hạn tương đối giống nhau.
Hiệu ứng truyền dẫn dài hạn với lãi suất cho vay khu vực Euro vẫn thấp hơn báo cáo của De Bondt (2005). Độ truyền dẫn chỉ nằm trong khoảng từ 0,43 (lãi suất vay tiêu dùng kỳ hạn ngắn) đến 0,69 (lãi suất vay kinh doanh kỳ hạn 1 năm).
Bình quân gia quyền lãi suất cho vay (kể cả kỳ hạn ngắn và dài) có độ truyền dẫn dài hạn là 0,48. Vì vậy, ở khu vực Euro, có gần 50% thay đổi của lãi suất thị trường kỳ hạn 3 tháng (50 điểm so với 00 điểm cơ bản) được truyền dẫn đến người đi vay, và phần còn lại đã bị hấp thụ bởi hệ thống ngân hàng.
4.3.4. Tóm lược kết quả:
Qua các kết quả trên, chúng ta tóm gọn kết quả thực nghiệm so sánh độ truyền dẫn như sau:
- ét trung bình, hiệu ứng truyền dẫn dài hạn với lãi suất tiền gửi ở Mỹ gần như là hoàn toàn, còn ở khu vực Euro chỉ ở mức 0,32.
- ét trung bình, hiệu ứng truyền dẫn dài hạn với lãi suất cho vay ở Mỹ (0,57) cũng lớn hơn so với khu vực Euro (0,48). Tuy nhiên, sự khác biệt không có ý nghĩa thống kê cao.
Từ thực nghiệm trên cho thấy, hiệu ứng truyền dẫn dài hạn ở Mỹ là lớn hơn so với khu vực Euro.
4.4. Các tranh luận:
Mục tiêu của bài nghiên cứu này là phân tích quá trình truyền dẫn từ lãi suất chính sách đến lãi suất bán lẻ, ảnh hưởng đến tính cân bằng xác định và ổn định trong nền kinh tế vĩ mô. Tuy nhiên việc tính toán định lượng gặp hó hăn, giữa lãi suất bán lẻ và lãi suất thị trường, lãi suất nào c tác động đáng ể h n đến tổng c u.
Chỉ có một ph n nhỏ các hộ gia đ nh và c ng ty ựa vào các trung gian tài chính, ph n còn lại tham gia vào thị trường tài chính một cách trực tiếp. Nếu sự truyền dẫn lãi suất bán lẻ bị giới hạn, do sự hình thành các mối quan hệ và những thỏa thuận ngầm, thì lãi suất thị trường nói chung sẽ điều chỉnh rất gần theo lãi suất chính sách. Giả định rằng, ít nhất sự truyền d n từ lãi suất chính sách sang lãi suất thị trường trong dài hạn là g n như hoàn toàn th hiệu ứng truyền d n đến lãi suất một cách tổng thế (lãi suất tác động đến tổng c u), sẽ lớn h n đến riêng lãi suất bán lẻ.
Ở Mỹ, sự truyền dẫn trong dài hạn, đối với hầu hết các danh mục lãi suất tiền gửi và 0,57 đối với lãi vay. Do đó ết quả thực nghiệm cho thấy rằng ̅ (giới hạn dưới của ) nằm giữa 1 và 1,75 ở Mỹ30. Mặc dù vậy, hệ thống ngân hàng cũng như lãi suất bán lẻ chỉ đóng vai trò tương đối nhỏ trong việc xác định tổng cầu ở Mỹ31. Vậy nên chúng ta có thể kết luận rằng ̅ thực chất có thể nằm gần với cận dưới hơn (giá trị ).
30
Bài nghiên cứu giả định = 0. Theo thực nghiệm, giá trị hợp lý của cũng gần bằng giá trị này.
31
Bài nghiên cứu gốc đã tham hảo “Comparing Financial Systems” (Allen, F., Gale, D., 2000) và “Ban finance versus bond finance: What explains the differences between the US and urope?”(De Fiore, F., Uhlig, H., 2005).
Ở khu vực đồng Euro, sự truyền dẫn trung bình trong dài hạn thấp hơn so với Mỹ. Do đó, giá trị phải lớn hơn để đảm bảo tính xác định. Kết quả ước lượng đối với sự truyền dẫn trung bình đến lãi vay thì cho ra ̅ , còn đối với lãi suất tiền gửi thì ̅ 3. Tương tự như ở Mỹ, lãi suất thị trường ở khu vực uro tác động nhiều đến tổng cầu và ổn định vĩ mô, hơn là lãi suất bán lẻ. Do sự truyền dẫn đối với lãi suất thị trường là cao hơn, nên những giá trị 2 và 3 của ̅ nên được hiểu là giá trị cận trên. Giá trị ̅ sẽ nằm giữa 1 và 2 (hoặc 3). Mặc dù vậy, trong hệ thống tài chính dựa trên ngân hàng như hu vực đồng Euro, ̅ không nên quá nhỏ so với 2 hoặc 3. Nhìn chung, sự truyền dẫn cao hơn đến lãi suất bán lẻ ở Mỹ cùng với quy mô tương đối nhỏ hơn của ngành ngân hàng Mỹ cho thấy rằng, ̅ ở Mỹ thấp hơn so với châu Âu.
So sánh với các kết quả thực nghiệm khác, ta có:
- Clarida và cộng sự (2000) đã ước lượng = 2.15 ở thị trường Mỹ trong giai đoạn Volcker-Greenspan. (adsbygoogle = window.adsbygoogle || []).push({});
- Dựa vào dữ liệu thời gian thực tế (real-time-data), Orphanides (2005) cho ra kết