Luận văn Thạc sĩ Kinh tế: Ảnh hưởng của cú sốc chính sách tiền tệ đến các biến vĩ mô ở Việt Nam

BỘ GIÁO DỤC ĐÀO TẠO TRƯỜNG ĐẠI HỌC KINH TẾ TP.HCM ----------------------

Nguyễn Như Mai

ẢNH HƯỞNG CỦA CÚ SỐC CHÍNH SÁCH TIỀN TỆ

ĐẾN CÁC BIẾN VĨ MÔ Ở VIỆT NAM

LUẬN VĂN THẠC SĨ KINH TẾ Tp. Hồ Chí Minh, tháng 07 năm 2013

BỘ GIÁO DỤC ĐÀO TẠO

TRƯỜNG ĐẠI HỌC KINH TẾ TP.HCM

----------------------

Nguyễn Như Mai

ẢNH HƯỞNG CỦA CÚ SỐC CHÍNH SÁCH TIỀN TỆ

ĐẾN CÁC BIẾN VĨ MÔ Ở VIỆT NAM

Chuyên ngành : Tài chính – Ngân hàng

Mã số : 60340201

LUẬN VĂN THẠC SĨ KINH TẾ

NGƯỜI HƯỚNG DẪN KHOA HỌC:

TS. NGUYỄN KHẮC QUỐC BẢO

Tp. Hồ Chí Minh, tháng 07 năm 2013

MỤC LỤC

Trang

DANH MỤC CHỮ VIẾT TẮT ............................................................................ 1

DANH MỤC BẢNG ............................................................................................... 2

DANH MỤC HÌNH VẼ ......................................................................................... 3

TÓM TẮT ............................................................................................................... 4

1. Giới thiệu ............................................................................................................ 5

2. Khung lý thuyết và bằng chứng thực nghiệm ................................................ 8

2.1 Khung lý thuyết về truyền dẫn chính sách tiền tệ .......................................... 8

2.1.1 Kênh lãi suất ......................................................................................... 8

2.1.2 Các kênh giá tài sản .............................................................................. 9

2.1.3 Các kênh tín dụng ................................................................................. 12

2.2 Bằng chứng thực nghiệm ............................................................................... 18

2.2.1 Bằng chứng thực nghiệm của các nước trên thế giới ........................... 18

2.2.2 Bằng chứng thực nghiệm ở Việt Nam.................................................. 20

3. Phương pháp nghiên cứu ................................................................................... 23

3.1 Tóm lược mô hình nghiên cứu SVAR ........................................................... 23

3.2 Cấu trúc mô hình ........................................................................................... 24

3.3 Mô phỏng các bước thực hiện ....................................................................... 26

3.4 Dữ liệu và lựa chọn các biến ......................................................................... 29

4. Nội dung kết quả nghiên cứu ............................................................................ 31

4.1 Kiểm định tính dừng ...................................................................................... 31

4.2 Lựa chọn độ trễ tối ưu .................................................................................... 31

4.3 Kiểm định tính ổn định của mô hình ............................................................. 32

4.4 Kiểm định tự tương quan ............................................................................... 33

4.5 Kết quả ước lượng ma trận A0 ...................................................................... 33

4.6 Phân tích phản ứng xung ............................................................................... 34

4.7 Phân tích phân rã phương sai ......................................................................... 37

4.8 Thảo luận kết quả ........................................................................................... 40

5. Kết luận ............................................................................................................... 44

Danh mục tài liệu tham khảo ................................................................................ 46

Phụ lục ..................................................................................................................... 49

DANH MỤC CHỮ VIẾT TẮT

AIC : Akaike Information Criterion

BSVAR : Bayesian Structural Vector autoregression

FPE : Final Prediction error

IMF : International Monetary Fund

GDP : Gross Domestic Product

GSO : General Statistics Office Of Viet Nam

HQ : Hannan-Quinn Information Criterion

LM : Lagrangian Multiplier

LR : sequential modified LR test statistic

NHNN : Ngân hàng nhà nước

NOEM : New Open Economy Macroeconomics

SC : Schwarz information Criterion

SVAR : Structural Vector autoregression

VAR : Vector autoregression

VND : Việt Nam đồng

WTO : World Trade Organization

DANH MỤC BẢNG

Bảng 3.1: Các biến sử dụng trong bài nghiên cứu ................................................... 29

Bảng 4.1: Kế quả kiểm định tính dừng .................................................................... 31

Bảng 4.2: Kết quả kiểm định độ trễ tối ưu ............................................................... 32

Bảng 4.3: Kết quả kiểm định tự tương quan ............................................................ 33

Bảng 4.4: Kết quả ma trận A0 của mô hình ............................................................. 33

Bảng 4.5: Phân rã phương sai sản lượng công nghiệp ............................................. 37

Bảng 4.6: Phân rã phương sai chỉ số giá tiêu dùng .................................................. 38

Bảng 4.7: Phân ra phương sai cung tiền ................................................................... 38

Bảng 4.8: Phân rã phương sai lãi suất ...................................................................... 39

Bảng 4.9: Phân rã phương sai tỷ giá hối đoái .......................................................... 40

DANH MỤC HÌNH VẼ

Hình 2.1: Tổng hợp nguyên lý hoạt động của các kênh truyền dẫn truyền thống ... 17

Hình 4.1: Kiểm định tính ổn định của mô hình ...................................................... 32

Hinh 4.2: Hàm phản ứng xung của các biến vĩ mô trước cú sốc cung tiền ............. 35

Hinh 4.3: Hàm phản ứng xung của các biến vĩ mô trước cú sốc lãi suất ................. 36

Hinh 4.4: Cung tiền, sản lượng công nghiệp, chỉ số vnindex năm 2002-2010 ........ 41

Hinh 4.5: Cung tiền, chỉ số giá tiêu dùng năm 2003-2012 ...................................... 42

Tóm tắt

Theo lý thuyết, chính sách tiền tệ được xem là một công cụ chính sách quan

trọng tác động đến nền kinh tế nhằm ổn định kinh tế vĩ mô. Khi suy thoái kinh tế xảy

ra, các nhà làm chính sách trên thế giới, trong đó có Việt Nam đã thực hiện nhiều

chính sách tiền tệ nhằm kéo nền kinh tế ra khỏi suy thoái. Để kiểm tra tác động của

chính sách tiền tệ ảnh hưởng đến các biến vĩ mô của nền kinh tế như thế nào. Bài

nghiên cứu kiểm tra thực nghiệm ảnh hưởng cú sốc của chính sách tiền tệ đến các

biến kinh tế vĩ mô của nền kinh tế Việt Nam như thế nào. Sử dụng mô hình hồi qui

vector cấu trúc (SVAR) với dữ liệu theo tháng, từ tháng 01 năm 2001 đến tháng 11

năm 2012. Bài nghiên cứu gồm 2 nhóm biến, nhóm đại diện tác động bên ngoài: giá

dầu thế giới (opw), lãi suất thế giới (i*) và nhóm biến đại diện trong nước: chỉ số

sản xuất công nghiệp (ip), chỉ số giá tiêu dùng (cpi), cung tiền (M2), lãi suất (i), tỷ

giá hối đoái danh nghĩa (neer).

1. Giới thiệu

Kể từ cuộc khủng hoảng toàn cầu xảy ra năm 2008, tại sao Việt Nam cũng

như các nước trên thế giới đã thực hiện nhiều chính sách tiền tệ nhằm mong muốn

kéo nền kinh tế vượt qua cuộc khủng hoảng. Vậy chính sách tiền tệ có tác dụng như

thế nào mà các quốc gia đều thực hiện khi nền kinh tế xấu đi nhằm mong muốn nền

kinh tế phục hồi. Để có thể hiểu được chính tiền tệ hiệu quả như thế nào và đảm bảo

được các mục tiêu vĩ mô đề ra. NHNN nhiều nước đã tiến hành phân tích và đánh

giá cơ chế truyền dẫn tiền tệ của nước mình để từ đó có giải pháp nhằm nâng cao

hiệu quả thực thi chính sách tiền tệ cũng như giải pháp nhằm hạn chế các tác động

tiêu cực.

Chính sách tiền tệ là một công cụ chính ảnh hưởng đến sự phát triển nền kinh

tế của một quốc gia. Vì vậy, quan trọng để hiểu được các kênh mà hoạt động của

chính sách tiền tệ ảnh hưởng đến tăng trưởng của nền kinh tế cũng như thời gian mà

chính sách tiền tệ ảnh hưởng đến hoạt động thực của nền kinh tế. Lý thuyết về nền

kinh tế vĩ mô mở mới (NOEM) được tiên phong đầu tiên bởi Obstfeld và Rogoff

(1995), đã đưa ra giả thuyết rằng chính sách tiền tệ ảnh hưởng đến nền kinh tế thực

thông qua kênh lãi suất và tỷ giá. Lý thuyết NOEM cho rằng ảnh hưởng của cú sốc

chính sách tiền tệ về lãi suất và tỷ giá ngay lập tức, trong khi đó ảnh hưởng đến sản

lượng với một độ trễ và giá với độ trễ xa hơn.

Các nhà nghiên cứu thực hiện nhiều nghiên cứu thực nghiệm để kiểm tra

những dự báo của mô hình NOEM, sử dụng mô hình hồi qui vector (VAR). Tuy

nhiên, một vài nghiên cứu thực nghiệm gặp phải những kết quả nghi ngờ về ảnh

hưởng của cú sốc chính sách tiền tệ không đồng nhất với những dự đoán của lý

thuyết NOEM. Thông qua các nghiên cứu của Cushman và Zha (1997), Kim and

Roubini (2000) và Sims và Zha (2006), chúng ta hiểu được những kết quả nghi ngờ

xuất phát từ việc nhận dạng cú sốc bên ngoài không phù hợp. Để hiểu rỏ hơn sự

truyền dẫn của cú sốc chính sách tiền tệ vào các biến vĩ mô của nền kinh tế, những

tác giả này khuyên nên sử dụng mô hình SVAR để xác định sự phản ứng của chính

sách tiền tệ. Ưu điểm của mô hình này là cho phép các biến tương tác đồng thời với

nhau trong mô hình. Như vậy, cho đến nay đã có một số lượng lớn các công trình lý

thuyết cũng như thực nghiệm về ảnh hưởng của chính sách tiền tệ đến nền kinh tế.

Ở Việt Nam có một số nghiên cứu định lượng điển hình về cơ chế truyền dẫn

chính sách tiền tệ với các mô hình khác nhau như:

+ Lê Việt Hùng và Wade D. Pfau (2008) phân tích sự truyền dẫn của chính

sách tiền tệ, sử dụng mô hình VAR.

+ Phạm Thế Anh (2008) nghiên cứu chính sách tiền tệ và ảnh hưởng của nó

đối với lạm phát, sản lượng và các biến vĩ mô khác, sử dụng mô hình SVAR.

+ Trần Ngọc Thơ và cộng sự (2013) nghiên cứu cơ chế truyền dẫn chính sách

tiền tệ ở Việt Nam, sử dụng mô hình SVAR.

Trong các nghiên cứu ở trên có 2 nghiên cứu sử dụng mô hình SVAR với 2

cấu trúc khác nhau. Mô hình nghiên cứu của Phạm Thế Anh (2008) chỉ xét 4 biến

trong nước, chưa xét đến chính sách tiền tệ bị ảnh hưởng bởi yếu tố bên ngoài (giá

dầu thế giới, lãi suất thế giới). Cấu trúc mô hình nghiên cứu của Trần Ngọc Thơ và

cộng sự (2013) khác với cấu trúc mô hình nghiên cứu của Sayyed Mahdi Ziaei

(2012), điển hình là phương trình chỉ số giá tiêu dùng. Trần Ngọc Thơ và cộng sự

(2013) cho rằng chỉ số giá tiêu dùng phản ứng ngay lập tức khi có sự thay đổi tỷ giá

hối đoái, trong khi Sayyed Mahdi Ziaei (2012) cho rằng chỉ số giá tiêu dùng phản

ứng ngay lập tức bởi sự thay đổi của tỷ giá hối đoái chỉ xảy ra ở Ả rập Saudi, vì

nước này sử dụng tỷ giá hối đoái như là công cụ chính để ổn định giá trong nước.

Do đó, bài nghiên cứu áp dụng theo cấu trúc Sayyed Mahdi Ziaei (2012) mà bài

nghiên cứu này áp dụng theo Kim and Roubini’s (2000), để phân tích cú sốc chính

sách tiền tệ ở Việt Nam. Cấu trúc mô hình theo Sayyed Mahdi Ziaei (2012) cũng

được Coric, Bruno et al. (2012) sử dụng khi phân tích ảnh hưởng của chính sách

tiền tệ đến sản lượng và giá. Nhận dạng cú sốc của chính sách tiền tệ được chính

xác hơn, bài nghiên cứu cũng đưa ra các giả định theo Sayyed Mahdi Ziaei (2012)

và Bhuiyan, Rokon (2012). Thứ nhất, nền kinh tế Việt Nam được xem là nền kinh

tế mở và nhỏ. Thứ hai, Việt Nam là nước vay mượn trên thị trường vốn quốc tế và

nhập khẩu dầu nên bài nghiên cứu sử dụng lãi suất thế giới và giá dầu thế giới ảnh

hưởng đến chính sách tiền tệ ở Việt Nam. Thứ ba, để tăng tính chính xác của mô

hình bài nghiên cứu cho phép các biến chính sách tiền tệ và các biến vĩ mô khác

trong mô hình tương tác đồng thời với nhau, bằng cách sử dụng mô hình SVAR.

Ở Việt Nam số lượng bài nghiên cứu về chính sách tiền tệ ảnh hưởng đến các

biến vĩ mô chưa đa dạng. Cấu trúc mô hình nghiên cứu theo Sayyed Mahdi Ziaei

(2012) chưa phổ biến. Để có thêm cơ sở kết luận về cú sốc của chính sách tiền tệ

ảnh hưởng đến các biến vĩ mô. Vì vậy, mục tiêu của bài nghiên cứu sẽ góp phần

cùng với các nghiên cứu về Việt Nam, để chúng ta có cái nhìn tổng quát hơn về cú

sốc của chính sách tiền tệ ảnh hưởng đến các biến vĩ mô (sản lượng, lạm phát, tỷ giá

hối đoái) ở Việt Nam như thế nào? Bài nghiên cứu sẽ trả lời các câu hỏi sau:

- Thứ nhất, cú sốc của chính sách tiền tệ sẽ ảnh hưởng đến các biến vĩ mô ở

Việt Nam như thế nào ?

- Thứ hai, cú sốc của chính sách tiền tệ sẽ truyền dẫn vào nền kinh tế thông

qua các kênh nào?

- Thứ ba, mất bao lâu cú sốc của chính sách tiền tệ sẽ ảnh hưởng đến các

biến vĩ mô ?

2. Khung lý thuyết và các bằng chứng thực nghiệm

2.1 Khung lý thuyết về truyền dẫn chính sách tiền tệ

Cơ chế truyền dẫn chính sách tiền tệ được mô tả là qúa trình mà những thay

đổi trong chính sách tiền tệ ảnh hưởng đến các biến vĩ mô trọng yếu như tiêu dùng,

giá cả, đầu tư và sản lượng. Theo Mishkin (1996, 2004) cung cấp một cái nhìn tổng

quan về các kênh truyền dẫn của chính sách tiền tệ bao gồm:

- Kênh lãi suất

- Kênh giá tài sản

- Kênh tín dụng

2.1.1 Kênh lãi suất

Kênh lãi suất là kênh cơ bản được đề cập tới trong nhiều lý thuyết kinh tế

trong hơn năm mươi năm qua và là cơ chế truyền dẫn tiền tệ quan trọng trong mô

hình IS-LM của trường phái Keynes, một nền tảng cho lý thuyết kinh tế học vĩ mô

hiện nay.

Quan điểm của trường phái Keynes với mô hình IS-LM được thể hiện thông

qua sơ đồ truyền dẫn sau:

(2.1) M ↑⇒ ir ↓ ⇒I ↑ ⇒ Y ↑

M↑ thể hiện việc nới lỏng chính sách tiền tệ, khiến lãi suất thực giảm ( ir ↓),

do đó làm giảm chi phí vốn, dẫn đến tăng chi tiêu cho đầu tư (I ↑), từ đó dẫn đến

tăng tổng cầu và tăng sản lượng (Y ↑).

Một điểm quan trọng của kênh lãi suất này là nhấn mạnh vào lãi suất thực

hơn lãi suất danh nghĩa khi lãi suất ảnh hưởng tới đến quyết định của doanh nghiệp

và người tiêu dùng. Thêm vào đó, cơ chế này cho rằng lãi suất thực dài hạn chứ

không phải lãi suất thực ngắn hạn mới tác động mạnh đến chi tiêu. Làm thế nào để

sự thay đổi lãi suất danh nghĩa ngắn hạn mà ngân hàng trung ương đưa ra dẫn đến

một sự thay đổi tương ứng ở mức lãi suất thực trên cả trái phiếu ngắn và dài hạn?

Điểm quan trọng ở đây là giá cả có tính cố định, do đó khi chính sách tiền tệ nới

lỏng làm giảm lãi suất danh nghĩa trong ngắn hạn cũng đồng thời làm giảm lãi suất

thực ngắn hạn; điều này sẽ vẫn đúng ngay cả khi có các kỳ vọng hợp lý. Lý thuyết

kỳ vọng về cấu trúc kỳ hạn phát biểu rằng lãi suất dài hạn là trung bình của các lãi

suất ngắn hạn trong tương lai, tức là việc giảm lãi suất thực ngắn hạn sẽ làm giảm

lãi suất thực dài hạn. Mức lãi suất thực thấp hơn này sẽ làm tăng đầu tư tài sản cố

định của doanh nghiệp, đầu tư nhà ở, chi tiêu hàng lâu bền và đầu tư hàng tồn kho

và kết quả là làm gia tăng tổng sản lượng.

Việc lãi suất thực có tác động đến chi tiêu chứ không phải là lãi suất danh

nghĩa cho thấy một cơ chế quan trọng cho chính sách tiền tệ kích thích nền kinh tế

như thế nào, ngay cả trong trường hợp lãi suất danh nghĩa chạm sàn trong thời kỳ

thể tăng mức giá dự kiến (Pe

lạm phát. Khi lãi suất danh nghĩa ở mức 0%, một sự mở rộng cung tiền tệ (M ↑) có ↑) khiến lạm phát dự kiến tăng (πe ↑), qua đó giảm mức lãi suất thực ( ir =[i - πe] ↓); ngay cả khi lãi suất danh nghĩa cố định ở 0%, vẫn

khuyến khích chi tiêu thông qua kênh truyền dẫn bằng lãi suất đã nêu ở trên. Cụ thể:

(2.2) M ↑⇒ Pe ↑ ⇒ πe ↑⇒ ir ↓ ⇒ I ↑⇒Y ↑

2.1.2 Các kênh giá tài sản

Một số quan điểm phê phán trường phái trọng tiền đối với thuyết IS-LM

trong phân tích những tác động của chính sách tiền tệ lên nền kinh tế cho rằng nó

chỉ tập trung chủ yếu vào giá của một loại tài sản là tiền tệ, tức là lãi suất, mà không

đề cập đến giá của các tài sản khác. Những người theo trường phái trọng tiền đã

hình dung ra một cơ chế truyền dẫn mà ở đó giá của các loại tài sản khác và cả của

cải thực cũng tham gia vào quá trình truyền dẫn những tác động của chính sách tiền

tệ lên nền kinh tế. Ngay cả những người theo học thuyết Keynes như là Franco

Modigliani cũng thừa nhận điều này khi xem xét những tác động từ giá cả các tài

sản khác như là then chốt đối với cơ chế truyền dẫn tiền tệ. Bên cạnh trái phiếu, có

hai loại tài sản chính được quan tâm đặc biệt trong lý thuyết về cơ chế truyền dẫn là

ngoại hối và cổ phiếu.

• Kênh tỷ giá hối đoái

Với sự mở rộng của nền kinh tế Mỹ và việc hướng tới tỷ giá hối đoái thả nổi

ở nhiều nền kinh tế, đã có nhiều sự chú ý tới hoạt động truyền dẫn chính sách tiền tệ

thông qua việc tỷ giá hối đoái tác động lên xuất khẩu ròng. Kênh này cũng liên quan

tới những tác động của lãi suất, vì khi lãi suất thực trong nước giảm, tiền gửi bằng

nội tệ trở nên kém hấp dẫn hơn so với những khoản tiền gửi bằng các ngoại tệ khác,

dẫn tới sự sụt giảm trong giá trị của tiền gửi bằng nội tệ so với tiền gửi bằng các

đồng tiền khác, đó chính là sự giảm giá của đồng nội tệ (E ↓). Giá trị của đồng nội

tệ thấp hơn làm cho hàng hóa nước đó trở nên rẻ hơn so với hàng hóa nước ngoài,

và do đó làm tăng xuất khẩu ròng (NX ↑) và dẫn đến sản lượng tăng (Y ↑). Sơ đồ về

hoạt động của cơ chế truyền dẫn tiền tệ thông qua tỷ giá hối đoái được biểu diễn

như sau:

(2.3) M ↑⇒ir ↓ ⇒ Ε ↓ ⇒ NX ↑ ⇒Y ↑

Vai trò quan trọng của kênh tỷ giá hối đoái trong việc truyền dẫn tác động

của chính sách tiền tệ lên nền kinh tế trong nước đã được dẫn chứng trong những

• Kênh giá cổ phiếu

nghiên cứu gần đây của Bryant, Hooper, Mann (1993), và Taylor (1993).

Có hai kênh quan trọng có liên quan đến giá cổ phiếu trong cơ chế truyền

dẫn tiền tệ: kênh liên quan tới học thuyết q của Tobin về đầu tư và những tác động

của mức độ giàu có lên tiêu dùng.

Học thuyết q của Tobin (Tobin’s q Theory). Học thuyết q của Tobin đưa ra

một cơ chế sử dụng các công cụ chính sách tiền tệ tác động tới nền kinh tế thông

qua tác động lên giá trị của vốn cổ phần (xem Tobin [1969]). Tobin định nghĩa q là

giá thị trường của doanh nghiệp chia cho chi phí thay thế vốn thay thế. Nếu q cao,

giá thị trường của công ty sẽ cao so với chi phí thay thế vốn hay vốn mở nhà xưởng

mới và thiết bị mới sẽ rẻ hơn so với giá trị thị trường của công ty. Các công ty khi

đó có thể phát hành vốn cổ phần và thu được giá cao so với chi phí trang thiết bị và

nhà xưởng mà họ đang mua. Do đó, đầu tư sẽ nhiều hơn vì doanh nghiệp có thể

mua được rất nhiều hàng hóa đầu tư mới bằng một lượng nhỏ vốn cổ phần phát

hành.

Giá trị vốn hoá thị trường q = (2.4) Chi phí sử dụng thay thế vốn

Mặt khác, khi q thấp, công ty sẽ không mua hàng hóa đầu tư mới vì giá trị thị

trường của công ty là thấp so với chi phí vốn. Nếu công ty muốn thu được vốn khi q

thấp, họ mua một công ty khác với giá rẻ và nhận được lượng vốn cũ thay thế. Đầu

tư vì thế mà giảm sút.

Điểm then chốt của cuộc tranh luận này đó là mối liên hệ q và chi phí đầu tư.

Nhưng chính sách tiền tệ tác động lên giá cổ phiếu như thế nào? Trong lý thuyết

tiền tệ, khi cung tiền tệ tăng, công chúng nhận thấy họ có nhiều tiền hơn so với họ

muốn và vì vậy họ cố gắng giảm lượng tiền nắm giữ bằng cách tăng mức tiêu dùng

và đầu tư. Nơi mà công chúng có thể chọn để đầu tư nhiều hơn cả là thị trường

chứng khoán, nhu cầu nắm giữ chứng khoán gia tăng cho nên giá của chúng tăng.

Thuyết của Keynes cũng dẫn tới một kết luận tương tự, bởi vì lãi suất giảm do chính

sách tiền tệ nới lỏng đã làm trái phiếu kém hấp dẫn hơn so với cổ phiếu, do đó làm

tăng giá cổ phiếu. Khi giá cổ phiếu (Pe) cao hơn, sẽ dẫn đến hệ số q cao hơn và do

đó đầu tư cao hơn lại dẫn đến một cơ chế chuyển dịch tiếp theo của chính sách tiền

tệ đến biến Y:

(2.5) M ↑⇒ Pe ↑ ⇒ q ↑⇒I ↑⇒Y ↑

Những tác động của sự giàu có (Wealth Effects): Một kênh khác thực hiện

quá trình truyền dẫn tác động của chính sách tiền tệ thông qua giá cổ phiếu được mô

tả qua tác động của sự giàu có lên tiêu dùng. Kênh này đã nhận được sự ủng hộ

mạnh mẽ của Franco Modigliani và mô hình MPS của ông, và một phiên bản của nó

đang được ứng dụng tại Hệ thống Dự trữ liên bang FED (xem Modigliani-1971).

Trong mô hình vòng đời của Modigliani, chi tiêu tiêu dùng được quyết định bởi

những nguồn lực trong suốt cuộc đời của cá nhân, bao gồm cả nguồn vốn con

người, tài sản thực và tài sản tài chính. Trong cấu phần của tài sản tài chính bao

gồm cả cổ phiếu phổ thông. Khi giá cổ phiếu tăng, giá trị của tài sản tài chính cũng

tăng, do vậy làm tăng nguồn lực của người tiêu dùng và vì vậy chi tiêu tiêu dùng sẽ

tăng. Khi chúng ta thấy chính sách tiền tệ nới lỏng có thể dẫn đến một sự tăng giá

cổ phiếu, ta sẽ có một cơ chế truyền dẫn tiền tệ khác:

(2.6) M ↑⇒ Pe ↑ ⇒ Sự giàu có ↑ ⇒ Tiêu dùng ↑⇒Y ↑

Kênh giá nhà đất: Khung khổ lý thuyết q của Tobin ứng dụng trực tiếp vào

thị trường nhà đất, nơi mà nhà ở cũng được xem như là một hình thức vốn cổ phần.

Khi giá nhà tăng, sẽ làm tăng chi phí thay thế, dẫn đến tăng q trong mô hình của

Tobin về nhà đất, từ đó khuyến khích sản xuất. Tương tự, giá nhà đất đang là một

nhân tố cấu thành cực kỳ quan trọng của sự giàu có và do vậy khi giá này tăng sẽ

làm tăng sự giàu có, vì vậy mà tiêu dùng tăng. Nới lỏng tiền tệ là nguyên nhân làm

tăng giá nhà đất thông qua những cơ chế đã mô tả ở trên làm tăng tổng cầu. Bởi

vậy, cơ chế truyền dẫn tiền tệ cũng được hình thành thông qua kênh giá nhà đất.

2.1.3 Các kênh tín dụng

Có hai kênh truyền dẫn tiền tệ cơ bản đều xuất phát từ kết quả của vấn đề

thông tin không cân xứng trong thị trường tín dụng là: kênh cho vay ngân hàng và

• Kênh cho vay ngân hàng

kênh bảng cân đối tài sản.

Kênh cho vay ngân hàng dựa trên quan điểm ngân hàng đóng vai trò đặc biệt

trong hệ thống tài chính bởi vì các ngân hàng có đủ các điều kiện tốt để giải quyết

các vấn đề thông tin không cân xứng trong thị trường tín dụng. Do vai trò đặc biệt

của ngân hàng, một số người vay nhất định sẽ không thể gia nhập vào thị trường tín

dụng trừ khi họ vay từ ngân hàng. Kênh truyền dẫn tiền tệ qua cho vay ngân hàng

hoạt động như sau: Chính sách tiền tệ nới lỏng làm tăng dữ trữ ngân hàng và tiền

gửi ngân hàng, tăng chất lượng các khoản vay ngân hàng hiện có. Do ngân hàng có

vai trò đặc biệt quan trọng là người cho vay của những người đi vay ngân hàng,

chính việc tăng các khoản vay sẽ dẫn đến đầu tư tăng. Theo sơ đồ, ảnh hưởng của

chính sách tiền tệ là:

(2.7) M↑ ⇒ Tiền gửi ngân hàng ↑ ⇒ các khoản vay ngân hàng ↑ ⇒ I ↑⇒ Y↑

Hàm ý quan trọng của quan điểm về kênh tín dụng là chính sách tiền tệ có

ảnh hưởng lớn tới sự tiêu dùng của các công ty nhỏ phụ thuộc nhiều vào các khoản

vay ngân hàng hơn là các công ty lớn có khả năng huy động vốn trực tiếp từ thị

• Kênh bảng cân đối tài sản

trường bằng cách phát hành cổ phiếu và trái phiếu.

Giá trị ròng của các công ty càng thấp đi thì các vấn đề lựa chọn đối nghịch

và rủi ro đạo đức khi tiến hành cho các công ty này vay càng trầm trọng hơn. Giá trị

ròng thấp hơn nghĩa là người cho vay có ít tài sản thế chấp cho các khoản vay của

họ, và vì vậy thua lỗ từ sự lựa chọn đối nghịch sẽ cao hơn. Giá trị ròng thấp của các

công ty kinh doanh cũng làm tăng vấn đề rủi ro đạo đức, bởi vì điều này có nghĩa là

những người chủ sở hữu có tiền đóng góp cổ phần thấp trong công ty của họ, khiến

cho họ có nhiều động lực tham gia vào các dự án đầu tư rủi ro. Do thực hiện các dự

án đầu tư rủi ro hơn có thể dẫn đến việc không trả được nợ, làm giảm giá trị ròng

của các công ty sẽ dẫn đến giảm cho vay và vì thế giảm chi đầu tư.

Chính sách tiền tệ có thể ảnh hưởng tới bảng cân đối tài sản của các công ty

theo một số cách. Chính sách tiền tệ nới lỏng (M↑) dẫn đến giá chứng khoán tăng

(Ps↑) như đã mô tả ở phần trước, làm tăng giá trị ròng của công ty và vì vậy dẫn đến

chi đầu tư cao hơn (I ↑) và tăng tổng cầu (Y↑), nhờ giảm lựa chọn đối nghịch và rủi

ro đạo đức. Sơ đồ của kênh bảng cân đối tài sản của truyền dẫn tiền tệ.

M↑ ⇒ Ps↑ ⇒ lựa chọn đối nghịch & rủi ro đạo đức ↓

• Kênh dòng tiền

(2.8) ⇒Cho vay↑ ⇒ I↑⇒ Y↑

Kênh dòng tiền là một kênh khác của bảng cân đối tài sản, hoạt động thông

qua ảnh hưởng của nó đến dòng tiền. Chính sách tiền tệ nới lỏng làm giảm lãi suất,

tạo nên một sự tăng trưởng trong bảng cân đối tài sản của công ty bởi vì dòng tiền

tăng, do đó giảm lựa chọn đối nghịch và rủi ro đạo đức. Vì thế, sơ đồ cho kênh bảng

cân đối tài sản được bổ sung như sau:

M↑ ⇒i↓ ⇒ dòng tiền ↑⇒ lựa chọn đối nghịch & rủi ro đạo đức ↓ ⇒

(2.9) Cho vay↑ ⇒ I↑ ⇒ Y↑

Như Stiglitz và Weiss (1981) đề cập, hạn chế tín dụng xảy ra trong trường

hợp người vay bị từ chối khoản vay ngay cả khi họ sẵn sàng trả lãi suất cao hơn.

Đây là do các cá nhân và các công ty với các dự án đầu tư rủi ro nhất sẵn sàng trả

lãi suất cao nhất, bởi vì nếu đầu tư mạo hiểm thành công, họ sẽ là người hưởng lợi.

Vì vậy lãi suất cao làm tăng lựa chọn đối nghịch và lãi suất thấp làm giảm lựa chọn

• Kênh mức giá tăng ngoài dự tính

đối nghịch

Kênh mức giá tăng ngoài dự tính là kênh thứ ba của bảng cân đối tài sản hoạt

động thông qua chính sách tiền tệ ảnh hưởng đến mức giá chung. Bởi vì các khoản

nợ phải trả được cố định trong hợp đồng theo giá trị danh nghĩa và nới lỏng tiền tệ

dẫn đến mức giá tăng ngoài dự tính (P↑ ), do đó làm tăng giá trị ròng thực, làm

giảm lựa chọn đối nghịch và rủi ro đạo đức, dẫn đến tăng chi tiêu đầu tư và tổng sản

lượng như sơ đồ dưới đây.

M↑ ⇒ P↑ ⇒ lựa chọn đối nghịch & rủi ro đạo đức↓ ⇒

• Ảnh hưởng thanh khoản của hộ gia đình

(2.10) Cho vay↑⇒ I↑⇒ Y↑

Mặc dù hầu hết tài liệu nghiên cứu về kênh tín dụng tập trung vào chi tiêu

của các công ty kinh doanh, nhưng cũng nên quan tâm đến chi tiêu của người tiêu

dùng, đặc biệt là chi tiêu hàng lâu bền và nhà ở. Sự thắt chặt tiền tệ khiến các ngân

hàng từ chối cho vay nên gây ra sự suy giảm trong hoạt động chi tiêu hàng lâu bền

và nhà ở bởi người tiêu dùng không tiếp cận được các nguồn vốn tín dụng. Tương

tự như vậy, việc tăng lãi suất khiến bảng cân đối tài sản của hộ gia đình xấu đi bởi

vì dòng tiền của hộ gia đình bị tác động tiêu cực.

Một cách khác để nhận ra kênh cân đối tài sản của hộ gia đình hoạt động như

thế nào đó là xem xét những ảnh hưởng của thanh khoản đến chi tiêu hàng lâu bền

và nhà ở - một yếu tố quan trọng được tìm thấy trong cuộc Đại suy thoái (Mishkin

[1978]). Với quan điểm hiệu ứng thanh khoản ảnh hưởng lên bảng cân đối tài sản

thông qua tác động của nó lên mong muốn chi tiêu của người tiêu dùng nhiều hơn

so với mong muốn cho vay của người cho vay. Bởi vì thông tin không cân xứng về

chất lượng, hàng hóa lâu bền và nhà ở là những tài sản có tính thanh khoản thấp.

Nếu thu nhập xấu đi khiến người tiêu dùng cần bán hàng lâu bền hoặc nhà ở của họ

để có thêm tiền, thì họ có thể bị lỗ bởi họ không thể thu về đầy đủ giá trị tài sản của

họ trong hoàn cảnh túng quẫn đó. Ngược lại, nếu người tiêu dùng giữ tài sản tài

chính (như là tiền trong nhà băng, chứng khoán và trái phiếu), họ sẽ dễ dàng bán

chúng với giá bằng giá thị trường và thu về tiền mặt. Do đó, nếu người tiêu dùng

nhận thấy có nhiều khả năng lâm vào tình trạng khó khăn tài chính, họ sẽ ít muốn

giữ tài sản thanh khoản thấp như hàng hóa lâu bền và nhà ở, mà giữ các tài sản tài

chính có tính thanh khoản cao hơn.

Bảng cân đối tài sản của hộ gia đình có ảnh hưởng quan trọng tới ước tính

khả năng gặp khó khăn tài chính của họ. Cụ thể, khi người tiêu dùng có một khối

lượng lớn các tài sản tài chính trên tổng các khoản nợ của họ và họ ước đoán khả

năng khó khăn tài chính là thấp thì họ sẵn sàng chi tiêu cho hàng lâu bền và nhà ở.

Khi giá cổ phiếu tăng, giá trị của tài sản tài chính cũng tăng lên, tiêu dùng hàng hóa

lâu bền cũng tăng bởi người tiêu dùng sẽ cảm thấy an toàn tài chính hơn và khả

năng gặp khó khăn tài chính cũng thấp hơn. Điều này dẫn đến một cơ chế truyền

dẫn tiền tệ thông qua liên kết giữa cung tiền và giá cổ phiếu:

M ↑⇒ Ps ↑⇒ Tài sản tài chính ↑ ⇒ Khả năng khó khăn tài chính ↓ ⇒ chi

tiêu hàng hóa lâu bền và nhà ở ↑ ⇒ Y ↑ (2.11)

Tính thanh khoản thấp của tài sản lâu bền và nhà ở giải thích lý do tại sao khi

thắt chặt tiền tệ khiến tăng lãi suất và do đó làm giảm dòng tiền vào của người tiêu

dùng, dẫn đến sự suy giảm chi tiêu cho hàng lâu bền và nhà ở. Dòng tiền tiêu dùng

giảm làm tăng khả năng gặp khó khăn tài chính, vì thế người tiêu dùng giảm mong

muốn giữ hàng lâu bền và nhà ở, do đó giảm chi tiêu của họ và làm giảm tổng sản

lượng. Sự khác biệt duy nhất giữa quan điểm về ảnh hưởng của dòng tiền đối với

doanh nghiệp và hộ gia đình là không phải do người cho vay không sẵn lòng cho

người tiêu dùng vay khiến cho tiêu dùng giảm, mà là người tiêu dùng không muốn

chi tiêu.

Hình 2.1: Tổng hợp nguyên lí hoạt động của các kênh truyền dẫn truyền

thống

Chính sách tiền tệ

Giá tài sản

Tín dụng

Lãi suất

Tỷ giá hối đoái

Lý thuyết Tobin’s q

Kênh dòng tiền

Ảnh hưởng sự giàu có

Kênh cho vay ngân hàng

Kênh bảng cân đối tài sản

Kênh mức giá tăng ngoài dự đoán

Ảnh hưởng thanh khoản của hộ gia đình

Chính sách tiền tệ

Lãi suất thực

Tiền gừi tại ngân hàng

Giá chứng khoán

Lãi suất danh nghĩa

Mức giá không dự tính

Giá chứng khoán

Tỷ giá

Tobin’s q

Sự giàu có

Dòng tiền

Sự giàu có

Ngân hàng cho vay

Lựa chọn đối nghịch & rủi ro đạo đức

Hoạt động cho vay

Khả năng kiệt quệ tài chính

Lựa chọn đối nghịch & rủi ro đạo đức

Hoạt động cho vay

Đầu tư

Tiêu dùng

Đầu tư, Nhà ở

Xuất khẩu ròng

Nhà ở, Chi tiêu hàng hoá bền lâu

Đầu tư, Nhà ở, Chi tiêu hàng hoá bền lâu

GDP

Nguồn: The economics of monetary, bank and financial market, 7th edition

Ngoài những kênh truyền dẫn ở trên, theo các NHTW trên thế giới (NHTW

Anh, NHTW Mexico,…) kỳ vọng cũng được xem xét là một kênh truyền dẫn của

chính sách tiền tệ. Theo kênh truyền dẫn này, sự thay đổi trong chính sách tiền tệ

ảnh hưởng đến kỳ vọng của công chúng về lạm phát, việc làm, tăng trưởng, thu

nhập và lợi nhuận trong tương lai. Sự thay đổi trong kỳ vọng ảnh hưởng đến quyết

định các hoạt động kinh tế tư nhân. Tuy nhiên, tác động của kênh truyền dẫn này

không chắc chắn nhất trong tất cả các kênh, vì nó phụ thuộc vào cách giải thích của

công chúng về những thay đổi trong chính sách tiền tệ. Ví dụ, công chúng có thể

xem lãi suất giảm là một tín hiệu cho thấy nền kinh tế sẽ mở rộng hơn trong tương

lai, thúc đẩy họ tự tin để chi tiêu và đầu tư. Mặt khác, họ có thể tin rằng nền kinh tế

đang yếu hơn, làm giảm lòng tin và cuối cùng giảm chi tiêu và đầu tư.

2.2 Bằng chứng thực nghiệm về các kênh truyền dẫn chính sách tiền tệ

2.2.1 Bằng chứng thực nghiệm của các nước trên thế giới

Chủ đề truyền dẫn chính sách tiền tệ được nghiên cứu tại nhiều nước trên

thế giới, với nhiều mô hình nghiên cứu khác nhau về tác động của chính sách tiền tệ

đến các biến vĩ mô như: VAR, SVAR, Bayesian SVAR.

Cushman, David O. and Tao Zha (1997) nghiên cứu ảnh hưởng của cú sốc

chính sách tiền tệ ở nền kinh tế mở nhỏ ở Canada. Sử dụng mô hình VAR 11 biến

(tỷ giá, cung tiền, lãi suất trái phiếu ngắn hạn, chỉ số giá tiêu dùng, sản lượng công

nghiệp, xuất khẩu, nhập khẩu, sản lượng công nghiệp ở Mỹ, chỉ số giá tiêu dùng

Mỹ, lãi suất FED, chỉ số giá xuất khẩu thế giới) và sử dụng lãi suất như công cụ

thực hiện chính sách tiền tệ. Tác giả tìm thấy giá và sản lượng giảm tạm thời, cung

tiền giảm, tỷ giá tăng khi thắt chặt tiền tệ bằng cách tăng lãi suất và đặc biệt là kết

luận tỷ giá là kênh truyền dẫn quan trọng đối với cú sốc của chính sách tiền tệ ở các

nền kinh tế mở.

Popescu, Iulia Vasile (2012) nghiên cứu ảnh huởng của chính sách tiền tệ

đến lạm phát và các biến vĩ mô khác ở Romania. Sử dụng mô hình VAR 5 biến

(GDP trong nước và khu vực châu âu, chỉ số giá tiêu dùng trong nước và châu âu,

cung tiền M3, lãi suất ngắn hạn trong nước và khu vực châu âu, tỷ giá) và sử dụng

lãi suất như công cụ thực hiện chính sách tiền tệ. Tác giả tìm thấy với chính sách

tiền tệ thắt chặt làm GDP giảm nhưng mạnh nhất sau 1.5 quý, chỉ số giá tiêu dùng

giảm với mức tối đa 2 quý, cung tiền m3 âm với đỉnh 2 quý, tỷ giá tăng (exchange

rate puzzle).

Sayyed Mahdi Ziaei (2012) nghiên cứu các kênh truyền dẫn của chính sách

tiền tệ ở Ả rập Saudi với mô hình SVAR 7 biến (giá dầu thế giới, lãi suất thế giới,

GDP, chỉ số giá tiêu dùng, cung tiền, lãi suất trái phiếu, tỷ giá hối đoái danh nghĩa)

và sử dụng lãi suất như công cụ thực hiện chính sách tiền tệ. Tác giả đã tìm thấy với

chính sách tiền tệ thu hẹp làm sản lượng giảm cao nhất khoảng 16 quý, giá giảm ít

với độ trễ 2 quý, cung tiền giảm sâu nhất sau 1 quý, tỷ giá hối đoái tăng với đỉnh

sau 1 quý và sau đó giảm. Ngoài ra, tác giả còn đưa kênh truyền dẫn tín dụng vào để

phân tích sự truyền dẫn của chính sách tiền tệ. Tác giả, tìm thấy cú sốc tín dụng dẫn

đến tăng sản lượng, giá tăng với độ trễ 1 quý nhưng ảnh hưởng lớn nhất sau 6 quý,

tỷ giá hối đoái giảm, cung tiền và lãi suất tăng.

Javid, Muhammad and Munir, Kashif (2011) nghiên cứu sự ảnh hưởng của

của cú sốc chính sách tiền tệ đến giá và các biến vĩ mô khác như: sản lượng, tỷ giá

và cung tiền ở Pakistan. Sử dụng mô hình SVAR 6 biến (lãi suất, cung tiền, lạm

phát, sản lượng công nghiệp, giá dầu thế giới, tỷ giá) và sử dụng lãi suất như công

cụ của chính sách tiền tệ. Tác giả tìm thấy với cú sốc lãi suất tăng dẫn đến cung tiền

tăng trong một vài tháng và sau đó giảm xuống, giá tăng trên 48 tháng (price

puzzle), sản lượng cũng tăng một vài tháng theo chính sách tiền tệ thu hẹp và sau đó

lại giảm, tỷ giá tăng kéo dài đến 48 tháng.

Mala Raghavan và Param Silvapulle (2007) nghiên cứu các khuôn khổ chính

sách tiền tệ của một nền kinh tế mới nổi mở nhỏ - Malaysia. Tác giả kiểm tra khuôn

khổ chính sách tiền tệ ở Malaysia bị ảnh hưởng của cuộc khủng hoảng tài chính

năm 1997 như thế nào ? Sử dụng mô hình SVAR 9 biến (chỉ số giá tiêu dùng thế

giới, sản lượng công nghiệp Mỹ, chỉ số giá tiêu dùng Mỹ, Lãi suất FED, sản lượng

công nghiệp, chỉ số giá tiêu dùng, cung tiền, lãi suất qua đêm, tỷ giá). Tác giả tìm

thấy, trong thời kỳ trước khủng hoảng, cú sốc chính sách tiền tệ, tỷ giá hối đoái ảnh

hưởng đáng kể đến sản lượng, giá cả, lãi suất và tỷ giá hối đoái, trong thời kỳ hậu

khủng hoảng chỉ có những cú sốc chính sách tiền tệ có ảnh hưởng mạnh hơn đối với

sản lượng. Hơn nữa, chính sách tiền tệ trong nước dễ bị tổn thương hơn trước

những cú sốc bên ngoài, đặc biệt là cú số giá hàng hoá thế giới và cú sốc sản lượng

trong giai đoạn sau khủng hoảng. Kết quả nghiên cứu đã chỉ ra cuộc khủng hoảng

đã làm thay đổi vai trò của các kênh truyền dẫn chính sách tiền tệ ở Malaysia.

Bhuiyan, Rokon (2008) nghiên cứu ảnh hưởng của cú sốc chính sách tiền tệ

ở Canada. Sử dụng mô hình Bayesian SVAR 9 biến (lãi suất qua đêm, lãi suất trái

phiếu, tỷ giá, lạm phát, GDP, cung tiền, lãi suất FED, sản lượng công nghiệp Mỹ)

và sử dụng lãi suất qua đêm như công cụ thực hiện chính sách tiền tệ. Kết quả, tỷ

giá tăng ngay lập tức trước cú số của chính sách tiền tệ thu hẹp, trong khi đó, sản

lượng giảm với độ trễ nữa năm và lạm phát giảm với độ trễ 1 năm.

Bhuiyan, Rokon (2012) nghiên cứu ảnh hưởng của cú sốc chính sách tiền tệ

đến sự thay đổi các biến vĩ mô ở Bangladesh. Sử dụng mô hình Bayesian SVAR với

7 biến (cung tiền, lãi suất trái phiếu, tỷ giá, lạm phát, sản lượng công nghiệp, lãi

suất thế giới, giá dầu thế giới) và sử dụng cung tiền như công cụ thực hiện chính

sách tiền tệ. Tác giả tìm thấy với chính sách tiền tệ thu hẹp làm giảm sản lượng với

độ trễ hơn nữa năm, lạm phát giảm mạnh nhất với độ trễ hơn một năm, lãi suất tăng

và tỷ giá hối đoái giảm ngay lập tức.

2.2 Bằng chứng thực nghiệm ở Việt Nam

Trong thời gian qua, trong nước có nhiều bài nghiên cứu về tác động của

chính sách tiền tệ như sau:

Lê Việt Hùng và Wade D.Pfau (2008) phân tích sự truyền dẫn của chính sách

tiền tệ ở Việt Nam, sử dụng mô hình VAR để kiểm tra mối quan hệ giữa chính sách

tiền tệ, sản lượng thực, giá, lãi suất thực, tỷ giá hối đoái thực và tín dụng. Sử dụng

cung tiền như công cụ trực tiếp thực hiện chính sách tiền tệ và lãi suất như là công

cụ trung gian truyền dẫn từ cung tiền đến các biến vĩ mô. Tác giả đã tìm thấy rằng

chính sách tiền tệ ảnh hưởng đến sản lượng và giá cả. Tuy nhiên, mối quan hệ giữa

chính sách tiền tệ và lạm phát lại khá yếu. Tác giả tìm thấy kênh truyền dẫn lãi suất

kém quan trọng hơn kênh tín dụng và tỷ giá hối đoái. Tác động của cú sốc chính

sách tiền tệ đối với sản lượng kéo dài từ quý 1 đến quý 2 nhưng tác động đối với giá

cả thì kéo dài từ 3 đến 8 quý. Sự thay đổi của sản lượng phụ thuộc phần lớn vào cú

sốc của chính sách tiền chiếm 44.24% sau 4 quý.

Phạm Thế Anh (2008) nghiên cứu chính sách tiền tệ và ảnh hưởng của nó đối

với lạm phát, sản lượng, và các biến kinh tế vĩ mô khác. Sử dụng mô hình SVAR 4

biến (sản lượng công nghiệp, chỉ số giá tiêu dùng, cung tiền, lãi suất). Tác giả tìm

thấy khi lãi suất tăng làm giảm sản lượng và chỉ số giá tiêu dùng. Sự phản ứng của

chỉ số giá tiêu dùng là tương đối chậm hơn sản lượng. Chỉ số giá tiêu dùng chỉ bắt

đầu giảm sau thời gian khoảng 2-3 tháng. Sự gia tăng lãi suất cũng đồng thời kéo

theo sự giảm cung tiền M2. Ngoài ra, tác giả còn tìm thấy sự biến động của tốc độ

tăng trưởng và lạm phát là do tác động của chính nó, chiếm khoảng 90% sau 12

tháng ảnh hưởng cú sốc. Cú sốc của M2 và lãi suất đóng góp rất nhỏ vào sự biến

động của tăng trưởng và lạm phát.

Trần Ngọc Thơ và cộng sự (2013) nghiên cứu cơ chế truyền dẫn chính sách

tiền tệ ở Việt Nam. Sử dụng mô hình SVAR 7 biến (giá dầu, lãi suất FED, sản

lượng công nghiệp, chỉ số giá tiêu dùng, cung tiền, lãi suất, tỷ giá danh nghĩa) để

phân tích các kênh truyền dẫn chính sách tiền tệ sẽ tác động như thế nào tới hoạt

động kinh tế và kiểm soát giá cả ở Việt Nam trong 2 giai đoạn trước và sau gia nhập

WTO. Kênh lãi suất mô phỏng tác động của chính sách tiền tệ thắt chặt, kênh tín

dụng mô phỏng chính sách tiền tệ mở rộng. Tác giả tìm thấy, thắt chặt tiền tệ để

giảm lạm phát phát huy hiệu quả sau khi Việt Nam gia nhập WTO, tuy nhiên hiệu

quả chỉ thật sự đạt được sau 6 kỳ, lạm phát vẫn tăng ở những kỳ đầu tiên khi có cú

sốc thắt chặt tiền tệ, chính sách tiền tệ mở rộng tạo ra sự gia tăng lạm phát ở cả hai

thời kỳ trước và sau gia nhập WTO, trong khi sản lượng giảm trước WTO và tăng

sau WTO, khi tỷ giá hối đoái tăng làm cho lạm phát tăng ở giai đoạn trước WTO

tăng 0.006-0.007% ở kỳ thứ 2 và thứ 3, ở những kỳ sau mức tăng lạm phát ở mức

0.002-0.004%, trong khi cú sốc rất nhỏ của tỷ giá ở giai đoạn sau WTO (0.008%) đã

tạo ra phản ứng tăng tích luỹ lạm phát 0.003-0.004% ngay ở những kỳ đầu tiên và

giữ mức tăng này trong suốt những kỳ tiếp theo. Qua 3 kênh truyền dẫn, tác giả

nhận thấy lãi suất và tín dụng tạo ra phản ứng trễ đối với biến lạm phát, trong khi tỷ

giá hối đoái lại có phản ứng tức thì. Nghĩa là lạm phát ở Việt Nam nhạy cảm nhiều

hơn đối với tỷ giá hối đoái. Điều này xảy ra theo tác giả là đô la hoá cao trong nhiều

năm ở Việt Nam, có thể là lý do này mà lạm phát nhạy cảm nhiều với kênh tỷ giá

hối đoái. Ngoài ra tác giả còn tìm thấy, trước WTO sản lượng gần như chỉ chịu tác

động chính bởi cú sốc của chính nó nhưng sau WTO sản lượng nhạy cảm hơn với

cả yếu tố bên trong và bên ngoài, khoảng 50% thay đổi sản lượng do yếu tố khác

sau 12 tháng nhưng cầu tiền chỉ chiếm 2.53% và lãi suất chiếm 8.2%, điều này cho

thấy chính sách tiền tệ ít tác động đến sản lượng.

Thông qua những nghiên cứu trên, bài nghiên cứu cho thấy có rất nhiều

nghiên cứu về sự ảnh hưởng của chính sách tiền tệ đến các biến vĩ mô với nhiều mô

hình khác nhau. Nhưng tất cả các bài nghiên cứu trên đều cho thấy ảnh hưởng của

chính sách tiền tệ đến các biến vĩ mô tại nhiều nước trong đó có Việt nam. Theo

Trần Ngọc Thơ và cộng sự (2013), có nhiều kênh truyền dẫn chính sách tiền tệ

chính yếu đã được tìm thấy ở các nền kinh tế khác nhau. Ở Việt Nam cũng không

có ngoại lệ. Tuy nhiên, ở Việt Nam có thể có một số kênh truyền dẫn chưa trở thành

chính yếu để NHNN thực thi chính sách như kênh giá tài sản. Thị trường chứng

khoán non trẻ, thị trường bất động sản mang tính đầu cơ khá phổ biến nên kênh giá

tài sản khó có thể phát huy hiệu quả truyền dẫn. Các kênh lãi suất, tín dụng và tỷ giá

vẫn là những kênh truyền dẫn quan trọng ở Việt Nam.

3. Phương pháp nghiên cứu và dữ liệu

3.1 Tóm lược mô hình nghiên cứu SVAR

Mô hình VAR được Sims (1980) đề xuất, được sử dụng rộng rãi trong phân

tích về mối quan hệ giữa chính sách tiền tệ và các biến vĩ mô. Mô hình VAR tồn tại

khuyết điểm là không cho phép tác động đồng thời của các biến kinh tế trong cùng

một giai đoạn. Sims and Zha (1995) đã đề xuất sử dụng mô hình VAR dưới dạng

cấu trúc (SVAR) để khắc phục những khuyết điểm này. Mô hình SVAR là hệ thống

các phương trình của các biến nội sinh. Trong đó, giá trị của mỗi biến sẽ phụ thuộc

vào độ trễ của chính nó và độ trễ của các biến còn lại trong quá khứ. Đây là mô hình

tổng quát nhất, việc quyết định hệ số nào trong ma trận hệ số của các biến bằng 0

hay không, là phụ thuộc vào ý nghĩa kinh tế của nó.

Cụ thể, sự tương tác của các biến được mô tả như sau:

(3.1) A0Yt = AtXt + Bεt

Yt là vector (n x 1) của các biến nội sinh, A0 là ma trận (n x n) hệ số mối

quan hệ đồng thời của các biến nội sinh; Xt là độ trễ của các biến nội sinh, A là ma trận các hệ số của các biến trễ trong mô hình; εt là vector (n x 1) cú sốc cấu trúc và ∑εt = E(εt,εt ’) đại diện cho ma trận hiệp phương sai của sai số cấu trúc. Hơn nữa,εt trực giao và phân phối chuẩn, điều này đồng nghĩa với với cú sốc không tương quan với nhau và ma trận hiệp phương sai theo phân phối chuẩn với giá trị

trung bình bằng 0. Khó khăn chính trong mô hình ước lượng này là chúng ta không

ước lượng được các giá trị của A0 và A một cách trực tiếp. Vì vậy, các tham số của

mô hình trên được chuyển sang mô hình rút gọn để ước lượng như sau:

(3.2) Yt = A* Xt + ut

0A và ut = A-1

0Bεt

Với A* = A-1

Để ước lượng được mô hình SVAR, đòi hỏi mô hình phải được nhận dạng.

Điều kiện cần thiết để có thể nhận dạng mô hình một cách chính xác là các hệ số

trong ma trận A, B phải có cùng số hệ số trong ma trận hiệp phương sai của mô

hình rút gọn ∑u. Nói cách khác, điều kiện này nhằm đảm bảo có thể khôi phục được các hệ số cấu trúc ban đầu từ mô hình rút gọn. Ma trận hiệp phương sai của

-1) -1

hình thức rút gọn nhận được:

-1) ∑εt (A0

(3.3)

∑u = E(utut

’) hoặc ∑u = (A0

Nhận dạng được đòi hỏi các thông số ma trận B và A0 có thể khôi phục từ dạng rút gọn. Trong công thức (3.3), ∑ có K(K+1)/2 hệ số và có K(K+1) hệ số tự do bên phải của công thức (3.3). Vì vậy, cần có 2K2 –K – K(K+1)/2 ràng buộc giữa

ma trận B và A0. Nhưng ma trận B có K(K-1) hạn chế được thể hiện là đường chéo.

Vì vậy, nhận dạng xảy ra nếu có ít nhất K(K-1)/2 hạn chế được thể hiện trên ma

trận A0. Trong mô hình VAR với phân rã Cholesky thì A0 được thể hiện như tam

giác. Tuy nhiên, trong mô hình VAR cấu trúc thì A0 với cấu trúc bất kỳ, miễn là đủ

số lượng hạn chế.

3.2 Cấu trúc mô hình

Bài nghiên cứu sử dụng cấu trúc mô hình theo Sayyed Mahdi Ziaei (2012)

và có một số thay đổi theo Coric, Bruno at al. (2012) cho phù hợp với Việt Nam là

phương trình chỉ số giá tiêu dùng phụ thuộc vào giá dầu thế giới và không phụ

thuộc vào tỷ giá hối đoái, vì giá dầu ở Việt Nam không được nhà nước kiểm soát và

sử dụng tỷ giá hối đoái để ổn định giá như Ả rập Saudi. Bài nghiên cứu xét cấu trúc

mô hình:

(3.4) Y = (opw, wi, ip, cpi, m, i, neer)

Theo Sayyed Mahdi Ziaei (2012), bài nghiên cứu xét mối quan hệ giữa các

biến và hạn chế được thể hiện A0ut = Bεt như sau:

0 1 0 0

0 0 1 a

0 0 0 1

0 0 0 0

opw wi ip cpi

Cấu trúc mô hình

(3.5)

0 a 61 a 71

0 a a

a 0 a

a 54 0 a

1 a a

a 1 a 76

0 a 1

⎤ ⎥ ⎥ ⎥ ⎥ ⎥ ⎥ ⎥ ⎥ ⎥ ⎦

1 ⎡ ⎢ a 21 ⎢ ⎢ a 31 ⎢ a 41 ⎢ ⎢ ⎢ ⎢ ⎢ ⎣

uopw ⎡ ⎢ uwi ⎢ ⎢ uip ⎢ ucpi ⎢ ⎢ um ⎢ ui ⎢ ⎢ uneer ⎣

ε ⎡ ⎢ ε ⎢ ⎢ ε ⎢ ε ⎢ ⎢ m ε ⎢ i ε ⎢ ⎢ neer ε ⎣

ipu , cpiu

iu , neeru

tương ứng Hệ phương trình (3.5) gồm opwu , wiu , , mu ,

là phương trình giá dầu thế giới, phương trình lãi suất thế giới, phương trình sản

ipε , cpiε , mε ,

lượng, phương trình lạm phát, phương trình cung tiền, phương trình lãi suất và phương trình tỷ giá hối đoái. Ngoài ra, opwε , wiε , iε , neerε là phần

dư của phương trình rút gọn.

Theo hệ phương trình (3.5) có 32 hạn chế trên ma trận A0 và 42 hạn chế trên

ma trận B. Vì vậy, mô hình nhận dạng vượt mức với 17 tham số tự do trong ma trận

A0 và 7 trong ma trận B sẽ được ước lượng. Trong hệ phương trình (3.5) hệ số aij

thể hiện biến thứ j ảnh hưởng biến thứ i ngay lập tức.

Hai biến đầu tiên là lãi suất và giá dầu thế giới thể hiện là cú sốc ngoại sinh.

Các biến trong nước không tác động đồng thời lên hai biến này. Tuy nhiên, theo

Sayyed Mahdi Ziaei (2012) mong chờ lãi suất thế giới phản ứng tăng và ngay lập

tức đối với việc giá dầu tăng giá. Bởi vì, NHTW sử dụng chính sách tiền tệ thắt chặt

khi nền kinh tế gặp phải cú sốc về giá dầu.

Phương trình thứ năm trong hệ phương trình (3.5) thể hiện cung tiền. Cung

tiền phụ thuộc vào thu nhập thực và chi phí cơ hội giữ tiền mà đó là lãi suất danh

nghĩa. Vì vậy, trong phương trình cung tiền bài nghiên cứu loại trừ giá trị đồng thời

của ba biến trong mô hình, đó là tỷ giá hối đoái, giá dầu thế giới và lãi suất thế giới.

Phương trình thứ sáu trong hệ phương trình (3.5) là phương trình đồng thời

của lãi suất. Theo Sayyed Mahdi Ziaei (2012) giả định rằng, NHNN xác định lãi

suất bằng cách quan sát giá trị hiện tại của cung tiền, tỷ giá hối đoái, giá dầu thế

giới và lãi suất thế giới. Vì tỷ giá cũng là một kênh quan trọng thông qua nó có thể

ảnh hưởng đến nền kinh tế. Ngoài ra, giá dầu cao cũng ảnh hưởng đến giá cả trong

nước và là đối tượng chính để NHNN ổn định lạm phát và NHNN xem xét giá dầu

thế giới trước khi quyết định chính sách tiền tệ. Cuối cùng, cả hai lĩnh vực công và

lĩnh vực tư của Việt Nam đều có vay nợ trên thị trường quốc tế để đầu tư, bài

nghiên cứu xem lãi suất thế giới cũng ảnh hưởng đến chính sách tiền tệ. Mặt khác,

NHNN không thể quan sát dữ liệu về sản lượng và giá cả trong tháng do có độ trễ

trong công bố của họ.

Phương trình thứ bảy trong hệ phương trình (3.5) là phương trình tỷ giá hối

đoái. Sayyed Mahdi Ziaei (2012) áp dụng theo Cushman va Zha (1997) và Kim

Roubini (2000) giả định rằng tỷ giá hối đoái tác động trở lại tất cả các biến trong

vòng tháng.

Nhận dạng cấu trúc mô hình theo cách này cho phép các biến chính sách –

cung tiền, lãi suất, tỷ giá hối đoái- tương tác đồng thời với nhau và với những biến

khác trong nước và bên ngoài trong tháng, bởi vì cách tiếp cận hồi qui với trật tự

của các biến bất kỳ. Theo Eichenbaum và Evans (1995) và Kahn, Kandel, và Sarig

(2002), giả định rằng chính sách tiền tệ không tác động trở lại tỷ giá hối đoái đồng

thời, mà nó mâu thuẫn với những gì ngân hàng nhà nước thường làm. Faust và

Rogers (2003) đưa ra chi tiết về cách NHNN thường xuyên điều chỉnh chính sách

thay đổi theo điều kiện trong nước và ngoài nước.

3.3 Mô phỏng các bước thực hiện

3.3.1 Kiểm định tính dừng:

Theo Box-Jenkins và Reinsel (1970), phân tích chuỗi dữ liệu thời gian để có

một kết quả tin cậy thì đòi hỏi chuỗi dữ liệu thời gian phải dừng. Do đó, vấn đề đầu

tiên trong việc ước lượng và nhận dạng mô hình SVAR là kiểm định xem chuỗi dữ

liệu đang quan sát có dừng hay không. Nếu chuỗi dữ liệu không dừng thì ta phải

biến chúng thành chuỗi dừng (ví dụ phương pháp lấy sai phân bằng cách tính xt – xt-1

và xem xét tính dừng của chuỗi sai phân). Việc lấy sai phân sẽ dừng lại khi kết quả

của chuỗi sai phân là dừng. Nếu chuỗi sai phân dừng khi lấy sai phân p lần, ta gọi

chuỗi dữ liệu ban đầu tích hợp bậc p, ký hiệu I(p).

Trong bài nghiên cứu sử dụng phương pháp nghiệm đơn vị của Dickey-

Fuller (1979) để kiểm tra tính dừng của chuỗi dữ liệu quan sát.

Việc lựa chọn độ trễ tối ưu trong mô hình SVAR phụ thuộc nhiều vào kinh

3.3.2 Lựa chọn độ trễ tối ưu:

nghiệm của người sử dụng mô hình. Tuy nhiên, người ta thường dựa vào một số

tiêu chuẩn được đề cập sau đây: Akaike (1790, 1974) xây dựng hai phương pháp sai

số hoàn toàn xác định (FPE) và tiêu chuẩn thông tin (AIC); Hannam và Quinn

(1979) xây dựng phương pháp tiêu chuẩn HQ; Sims (1980) xây dựng phương pháp

Likelihood ratio (LR); ngoài ra còn các tiêu chuẩn khác gồm Schwarz (1978),

Shibata (1981) và Rice (1984). Mỗi phương pháp đều dựa trên vài tính chất tối ưu.

3.3.3 Hàm phản ứng xung (Impulse response function - IRF)

Hàm phản ứng xung là một trong những chức năng quan trọng trong mô hình

SVAR. Hàm phản ứng xung sẽ cho biết các biến còn lại trong mô hình phản ứng

như thế nào, khi xảy ra cú sốc đối với một biến trong mô hình.

Trong bài nghiên cứu sử dụng hàm phản ứng xung để phân tích tác động của

cú sốc tiền tệ đến các biến vĩ mô theo thời gian. Theo Nicola Viegi (2010), ta có:

(3.6) Yt = c + Φ1Yt-1 + Φ2Yt-2 +……+ Φp Yt-p + ut

(I - Φ1L – Φ2L2 - ……-ΦpLp)Yt = c + ut

Φ(L)Yt = c + ut

[

2 L

......]

L )( =Ψ

+Ψ+Ψ+

(3.7) Hệ thống dừng: Yt = µ + Ψ(L)ut = µ + ut + Ψ1 ut-1 + Ψ2u t-2 +……

Trong đó: Ψ(L) = [Φ(L)]-1

(s)

Xét thời điểm t+s: Yt+s = µ + ut+s + Ψ1 ut+s-1 +……+ Ψsu t + Ψs+s u t-1 +…..

] ; µ = (In – Φ1 – Φ2 - ….-Φp)-1 c

Y ∂ + =∂ t u t

ΨS = [ψij

ψij : Thay đổi của Yi theo thời gian trong giai đoạn t + s (s-giai

=

Y , ∂ ti u ∂

đoạn trước) khi có một đơn vị cú sốc (hoặc một cú sốc độ lệch chuẩn) trong biến

thứ j.

Như vậy hiệu ứng của từng cú sốc theo thời gian chính là đạo hàm riêng từng

phần của từng biến trong hệ phương trình theo thời gian.

3.3.4 Phân rã phương sai (Variance decomposition)

Phân rã phương sai phân tích tầm quan trọng của các cú sốc của các biến

trong việc giải thích cho sự biến động của 1 biến trong mô hình theo thời gian. Theo

Brooklyn College, quá trình thể hiện như sau:

i ut-i

0i =

Yt = µ + Ψ(L)ut = µ + ut + Ψ1 ut-1 + Ψ2u t-2 +…… (3.8)

Yt = µ + ∑ ∞

Xét giai đoạn 1 chu kỳ:

(3.9) Yt+1 = µ + Ψ0ut+1 + Ψ1 ut + Ψ2u t-1 +……

E(Yt+1) = µ + Ψ1 ut + Ψ1 ut-1 +……

(cid:214) Yt+1 – E(Yt+1) = Ψ0ut+1

Xét trong 2 chu kỳ:

(3.10) (cid:214) Yt+2 – E(Yt+2) = Ψ0ut+2 + Ψ1ut+1

i ut+n-I

Tương tự n chu kỳ:

(cid:214) Yt+n – E(Yt+n) = Ψ0ut+n + Ψ1ut+n-1+ ….+ Ψn-1ut+1 = ∑ −

(3.11)

Bây giờ, ta xét phần tử đầu tiên y1:

Y1,t+n – E(Y1,t+n) = (ψ11,0 uy1,t+n + ψ11,1 uy1,t+n-1 +…+ ψ11,n-1 uy1,t+1) +…+

(ψ21,0 uy2,t+n + ψ21,1 uy2,t+n-1 +…+ ψ21,n-1 uy2,t+1) +…+

(ψn1,0 uyn,t+n + ψn1,1 uy1,t+n-1 +…+ ψn1,n-1 uyn,t+1)

σ2

y1,n = σ2

y1 (ψ2

11,0 + ψ2

11,1 +…+ ψ2

11,n-1) +…+

(phương sai của cú sốc do chính nó)

(cid:214) Ta xét phương sai:

y2 (ψ2

21,0 + ψ2

21,1+…+ ψ2

21,n-1) +…+ σ2

yn (ψ2

n1,0 + ψ2

n1,1 +…+ ψ2

n1,n-1) (3.12)

σ2

(phương sai của cúa sốc do các biến khác)

Trong bài nghiên cứu sử dụng phân rã phương sai để xem sự biến động của

các biến vĩ mô phần lớn do tác nhân nào đóng góp.

3.4 Dữ liệu và lựa chọn các biến

Mô hình SVAR sử dụng dữ liệu theo tháng từ tháng 01 năm 2001 đến tháng

11 năm 2012, bao gồm 143 quan sát.

Bảng 3.1: Các biến sử dụng trong bài nghiên cứu

Tên biến Khái niệm Nguồn

opw Giá dầu thế giới ở Brent USD/bbl WorldBank

wi Lãi suất thế giới (libor) 3 tháng (%/năm) WorldBank

ip Sản lượng công nghiệp (tỷ đồng) GSO

cpi Chỉ số giá tiêu dùng (năm gốc 2005=100) IFS-IMF

m Cung tiền mở rộng M2 (tỷ đồng) IFS-IMF

i Lãi suất tiền gửi ngắn hạn (%/năm) IFS-IMF

neer Tỷ giá hối đoái danh nghĩa (VND/USD) IFS-IMF

Bảng 3.1 các biến được sử dụng trong bài nghiên cứu, hai biến đại diện cho

cho cú sốc bên ngoài là giá dầu thế giới (opw) và lãi suất thế giới (wi). Bài nghiên

cứu sử dụng giá dầu giao ngay U.K Brent đo bằng USD/thùng làm đại diện cho giá

dầu thế giới. Ngoài ra, biến lãi suất cơ bản của Mỹ được nhiều bài nghiên cứu sử

dụng khi nghiên cứu về chính sách tiền tệ trong nền kinh tế mở nhỏ, làm đại diện

cho biến ngoại sinh. Nhưng từ cuộc khủng hoảng năm 2008 đến nay, lãi suất cơ bản

của Mỹ gần như không đổi. Vì vậy, bài nghiên cứu sử dụng lãi suất libor 3 tháng

làm đại diện lãi suất thế giới và chỉ số này cũng được Bhuiyan, Rokon (2012) sử

dụng để phân tích ảnh hưởng của cú sốc chính sách tiền ở Bangladesh.

Trong 6 biến còn lại mô tả nền kinh tế Việt Nam, giá trị sản lượng công

nghiệp (ip) và chỉ số giá tiêu dùng (cpi) được xem là như là các biến mục tiêu của

chính sách tiền tệ. Các biến chính sách tiền tệ là cung tiền (M2) và lãi suất tiền gửi

kỳ hạn 3 tháng của ngân hàng thương mại (i). Biến tỷ giá hối đoái danh nghĩa (neer)

đại diện như là biến thông tin thị trường, vừa là biến bị tác động bởi chính sách tiền

tệ vừa được NHNN sử dụng như công cụ chính sách. Tất cả các biến được điều

chỉnh theo mùa vụ và lấy logarit, ngoại trừ lãi suất vì được thể hiện phần trăm.

4. Nội dung kết quả nghiên cứu

4.1 Kiểm định tính dừng

Đối với mô hình SVAR để kết quả được chính xác đòi hỏi chuỗi dữ liệu

phải dừng. Nếu chuỗi dữ liệu không dừng sẽ cho ra kết quả sai. Để kiểm tra tính

dừng, bài nghiên cứu áp dụng phương pháp Augmented Dickey-Fuller unit root test.

Bảng 4.1: Kết quả kiểm định tính dừng

t-statistic Kết Biến luận Level Sai phân bậc 1

Opw -1.03557 -9.83584* I(1)

-1.49125 -8.53467* Wi I(1)

0.54850 -15.01149* Ip I(1)

1.24568 -3.54448* Cpi I(1)

-0.45537 -9.56187* M I(1)

-2.89800** I I(0)

I(1) Neer 0.51632 -12.17234*

mức ý thống kê: *:1%, **:5%,***:10%

Qua bảng 4.1, ta thấy tất cả các biến đều dừng ở sai phân bậc một I(1) với

mức ý nghĩa 1%, trừ biến lãi suất (i) dừng ở chuỗi gốc với mức ý nghĩa 5%. Đối với

các biến không dừng, sau khi lấy sai phân dừng thì có thể tồn tại mối quan hệ đồng

liên kết trong dài hạn. Tuy nhiên, mục tiêu của bài nghiên cứu quan tâm cú sốc của

chính sách tiền tệ ảnh hưởng đến các biến vĩ mô, không xét mối quan hệ trong dài

hạn nên bài nghiên cứu không xét trường hợp có mối quan hệ đồng liên kết giữa các

biến với nhau.

4.2 Lựa chọn độ trễ tối ưu

Bài nghiên cứu xem xét các tiêu chuẩn LR, LPE, AIC, SC, HQ để xác định

độ trễ tối ưu. Kết quả, thể hiện trong bảng 4.21.

Lag

LogL

FPE

AIC

0 1 2 3 4 5 6 7 8

1210.963 1547.271 1616.792 1663.658 1715.502 1758.885 1806.125 1838.752 1887.314

NA 632.4607 123.4775 78.34337 81.24761* 63.45608 64.16088 40.90533 55.81040

3.70e-17 5.09e-19 3.77e-19* 3.95e-19 3.89e-19 4.43e-19 4.87e-19 6.88e-19 7.96e-19

-17.96960 -22.25778 -22.56406 -22.53221 -22.57466* -22.49083 -22.46455 -22.22017 -22.21364

-17.81822 -21.04674* -20.29337 -19.20186 -18.18465 -17.04116 -15.95522 -14.65119 -13.58500

-17.90808 -21.76565* -21.64133 -21.17887 -20.79070 -20.27626 -19.81937 -19.14438 -18.70724

Bảng 4.2: Kết quả kiểm định độ trễ tối ưu

Ta thấy các tiêu chí SC, HQ chỉ ra độ trễ tối ưu 1, FPE chỉ ra độ trễ tối ưu 2,

trong khi LR và AIC chỉ ra độ trễ tối ưu là 4. Độ trễ tối ưu 1,2 không phù hợp do

quá ngắn không đủ thời gian để một biến hết chịu tác động của các biến khác. Vì

vậy, bài nghiên cứu chọn độ trễ tối ưu là 4 theo tiêu chí LR và AIC.

4.3 Kiểm định tính ổn định của mô hình

Kết quả kiểm định tính ổn định của mô hình với độ trễ tối ưu là 4 được trình

bày trong hình 4.1. Các nghiệm đơn vị đều nằm trong khoảng +-1. Vì vậy, kết quả

mô hình ổn định.

Inverse Roots of AR Characteristic Polynomial

1.5

1.0

0.5

0.0

-0.5

-1.0

-1.5

-1.0

-0.5

0.0

0.5

1.0

1.5

1 Xem chi tiết phụ lục

Hình 4.1: Kiểm đính tính ổn định của mô hình

4.4 Kiểm định tự tương quan

Kiểm định tự tương quan thông qua kiểm định LM, dựa vào bảng 4.3 kết quả

kiểm định tự tương quan, bài nghiên cứu cho thấy không bác bỏ giả thuyết H0

(không tự tương quan) với mức ý nghĩa 5%, vì vậy mô hình không có hiện tượng tự

tương quan.

Lags

LM-Stat

Prob

Bảng 4.3 Kết quả kiểm định tự tương quan

67.68708 63.73332 60.31754 65.15395 64.13167 42.21721 43.56338 49.90357

0.0396 0.0768 0.1289 0.0610 0.0721 0.7426 0.6925 0.4372

1 2 3 4 5 6 7 8

4.5 Kết quả ước lượng ma trận A0

Kết quả ước lượng ma trận A0 của mô hình được trình bày trong bảng 4.4.

Bảng 4.4: Kết quả ước lượng ma trận A0 của mô hình Y

a21

***

-0.4902

a31

-0.1978

a41 a43

-0.0114 0.0003

a53 a54 a56

* a61

0.0046 0.1563 -0.0015

a67

a62 a65

-2.3894 -0.9627 1.1095 -0.0108

a76

a71 a72 a73 a74 a75

0.0113 0.0069 0.0157 0.5327 -0.0235 17.8007

mức ý thống kê: *:1%, **:5%,***:10%

Dựa vào bảng 4.32 kết quả ma trận A0. Bài nghiên cứu tìm thấy hệ số có ý

nghĩa thống kê ở mức dưới 1% là hệ số a41, a61, a62, hệ số có ý nghĩa thống kê dưới

5% là hệ số a21, a73, a74, hệ số a31 có ý nghĩa thống kê dưới 10%.

Hệ số a21 < 0 của phương trình lãi suất thế giới, cho thấy lãi suất thế giới

phản ứng cùng chiều với giá dầu thế giới, phù hợp với lý thuyết. Hệ số a31 <0 của

phương trình sản lượng công nghiệp, cho thấy giá dầu thế giới tăng làm giảm sản

lượng công nghiệp, phù hợp với lý thuyết. Hệ số a41 < 0 của phương trình chỉ số giá

tiêu dùng, cho thấy giá dầu tăng làm giảm chỉ số giá tiêu dùng, không phù hợp với

lý thuyết. Hệ số a61, a62 < 0 của phương trình lãi suất trong nước, cho thấy lãi suất

trong nước phản ứng cùng chiều với giá dầu thế giới và lãi suất thế giới, phù hợp

với lý thuyết. Nhìn chung các hệ số của ma trận A0, chỉ có một số ít hệ số có ý

nghĩa thống và phù hợp với lý thuyết. Đa số các hệ số còn lại thì không có ý nghĩa

thống kê. Nhưng kết quả kiểm định nhận dạng giới hạn vượt mức (kiểm định LR) có

p-value = 0.92 khá lớn. Nghĩa là chưa có cơ sở bác bỏ giả thiết H0 (nhận dạng giới

hạn vượt mức), vì vậy cấu trúc mô hình được thiết lập là phù hợp.

4.6 Phân tích phản ứng xung:

Trong phần này, bài nghiên cứu tiến hành phân tích phản ứng xung nhằm

kiểm tra ảnh hưởng của cú sốc chính sách tiền tệ đến các biến vĩ mô. Độ lớn của cú

2 Xem chi tiết phụ lục

sốc được đo lường bằng một đơn vị độ lệch chuẩn của phần dư từ mô hình SVAR.

Response to Cholesky One S.D. Innovations ± 2 S.E.

Response of DLIP to DLM

Response of DLCPI to DLM

.06

.003

.04

.002

.02

.00

.001

-.02

.000

-.04

-.06

-.001

10 11 12

Response of I to DLM

Response of DLNEER to DLM

.002

.001

.000

-.001

-.002

-.2

-.4

-.003

10 11 12

Hình 4.2: Hàm phản ứng xung của các biến vĩ mô trước cú sốc cung tiền

Kết quả hình 4.2, cho thấy khi cung tiền tăng 1 độ lệch chuẩn, sản lượng tăng

kéo dài trong 2 tháng đầu tiên, bắt đầu giảm nhẹ ở tháng thứ 3, tăng trở lại đến

tháng thứ 4, sau đó bắt đầu giảm, như vậy sản lượng tăng giảm với biên độ rất nhỏ,

không có xu hướng rõ ràng, điều này cho thấy việc chính sách tiền tệ mở rộng ở

Việt Nam không hiệu quả vì dòng tiền không tập trung đi vào sản xuất để tạo ra sản

lượng.

Nhưng khi tăng cung tiền thì lại làm chỉ số giá tiêu dùng tăng với độ trễ 3

tháng kể từ khi cú sốc xảy ra và lập đỉnh với độ trễ 7 tháng (0.0013%).

Cung tiền tăng không ảnh hưởng đến lãi suất trong 5 tháng đầu tiên. Nhưng

lại bắt đầu tăng từ tháng thứ 5 kéo dài đến tháng thứ 12. Điều này, cho thấy chính

sách tiền tệ ở Việt Nam tồn tại bất hợp lý, là nguyên nhân dẫn đến điều hành chính

sách tiền tệ kém hiệu quả, vì khi cung tiền tăng lãi suất không giảm mà ngược lại

tăng.

Đối với tỷ giá hối đoái, việc tăng cung tiền không ảnh hưởng đến tỷ giá giá

hối đoái.

Response to Cholesky One S.D. Innovations ± 2 S.E.

Response of DLIP to I

Response of DLCPI to I

.03

.0010

.02

.0005

.01

.0000

.00

-.0005

-.01

-.0010

-.02

-.0015

-.03

-.04

-.0020

10 11 12

Response of DLM to I

Response of DLNEER to I

.004

.002

.000

-.002

-.004

-.006

-.004

10 11 12

Hình 4.3: Hàm phản ứng xung của các biến vĩ mô trước cú sốc lãi suất

Hình 4.3 trường hợp chính sách tiền tệ thu hẹp bằng cách tăng lãi suất, cho

thấy lãi suất tăng làm cho sản lượng giảm nhẹ trong 2 tháng đầu, sau đó tăng giảm

liên tục với biên độ rất nhỏ, không có xu hướng rõ ràng. Như vậy, với chính sách

tiền tệ thu hẹp bằng cách tăng lãi suất ở Việt Nam không ảnh hưởng đến sản lượng.

Chính sách tiền tệ thu hẹp làm cho chỉ số giá tiêu dùng giảm ngay trong

tháng đầu tiên kéo dài đến tháng thứ 2 (-0.0007%), sau đó xu hướng giảm ít lại đến

tháng thứ 3, bắt đầu giảm trở lại kéo dài đến tháng thứ 6. Nhìn chung, lãi suất tăng

có xu hướng kéo lạm phát xuống nhưng chưa thể hiện một xu hướng giảm rõ ràng.

Lãi suất tăng lại làm cho cung tiền chỉ giảm từ tháng đầu tiên kéo dài đến

tháng thứ 4 lập đỉnh ở tháng thứ 2 (0.002%).

Đối với tỷ giá hối đoái, chính sách tiền tệ thu hẹp làm cho tỷ giá hối đoái

tăng ngay lập tức, bắt đầu giảm từ tháng đầu tiên kéo dài đến tháng thứ 3 và lập đáy

với độ trễ 2 tháng (-0.0019%), sau đó tăng trở lại kéo dài từ tháng thứ 3 đến tháng

thứ 6 và lập đỉnh với độ trễ 4 tháng (0.002%). Nhìn chung, lãi suất ảnh hưởng đến

tỷ giá hối đoái không có xu hướng rõ ràng.

4.7 Phân tích phân rã phương sai

Period

S.E.

DLOPW

DWI

DLIP

DLCPI

DLM

DLNEER

1 2 3 4 5 6 7 8 9 10 11 12

0.079783 2.335656 0.068356 0.081445 1.314975 0.147351 0.082826 1.260360 0.157835 0.084363 1.964333 3.263756 0.085994 2.394129 7.138403 0.086168 2.452670 7.207988 0.086763 2.471394 7.095604 0.087286 2.606508 7.227221 0.087820 2.649089 7.238414 0.088237 2.643065 7.387620 0.088644 2.639814 7.428188 0.089029 2.647302 7.423139

97.59599 0.000000 0.000000 0.000000 0.000000 96.81348 0.552941 0.349466 0.005233 0.816553 94.69680 1.253696 1.383917 0.028564 1.218832 89.35043 1.277527 2.156150 0.157235 1.830571 84.78366 1.213764 2.347382 0.216440 1.906225 84.35539 1.206628 2.631513 0.214093 1.931716 83.89706 1.202719 2.921891 0.241940 2.169396 83.21119 1.279837 3.200265 0.293968 2.181015 83.04739 1.301601 3.287909 0.301387 2.174213 82.86621 1.298676 3.301048 0.333464 2.169917 82.79338 1.297588 3.325755 0.346702 2.168569 82.76753 1.298810 3.345909 0.347260 2.170056

Bảng 4.5: Phân rã phương sai sản lượng công nghiệp

Kết quả phân rã phương sai sản lượng công nghiệp (bảng 4.5) cho thấy sự

thay đổi của sản lượng công nghiệp chủ yếu là do chính nó, chiếm 83% sau thời

gian 12 tháng ảnh hưởng của cú sốc, các công cụ của chính sách tiền tệ như cung

tiền và lãi suất trong nước giải thích không đáng kể cho sự thay đổi sản lượng, trong

đó cao nhất là cung tiền chỉ chiếm 3%. Kết quả này phù hợp với kết quả của hàm

phản ứng xung là chính sách tiền tệ rất ít ảnh hưởng đến sản lượng công nghiệp.

Period S.E.

DLOPW

DWI

DLIP

DLCPI

DLM

DLNEER

1 2 3 4 5 6 7 8 9 10 11 12

0.449471 0.005381 93.33166 0.000000 0.000000 0.000000 0.079783 6.213487 0.726218 0.005071 76.56299 0.033415 2.688332 4.462590 0.081445 15.52138 16.06697 0.018101 56.67795 0.114117 1.789037 11.65934 0.082826 13.67448 13.04293 0.499270 58.30064 1.109460 2.739253 9.972162 0.084363 14.33628 0.085994 17.81546 13.29583 0.972371 53.34322 3.015377 2.762111 8.795632 0.086168 18.15019 13.11405 0.921372 53.39966 3.813334 2.534104 8.067297 12.70884 1.029657 50.09922 6.444929 2.673444 7.878867 0.086763 19.16504 12.45586 1.055741 49.64948 7.611546 2.663105 7.666965 0.087286 18.89730 0.087820 18.51762 11.94013 1.057628 48.14644 9.780394 2.966945 7.590853 11.79548 1.103847 47.35589 10.77016 3.139888 7.592593 0.088237 18.24215 0.088644 17.90774 11.58374 1.088545 46.55506 12.17340 3.190728 7.500785 0.089029 17.68152 11.49518 1.139623 45.95524 12.90902 3.321597 7.497816

Bảng 4.6: Phân rã phương sai chỉ số giá tiêu dùng

Kết quả phân rã phương sai chỉ số giá tiêu dùng (bảng 4.6) cho thấy sự thay

đổi của chỉ số giá tiêu dùng phụ thuộc vào chính nó trong tháng đầu tiên, chiếm đến

93% nhưng khi độ trễ càng lớn thì sự thay đổi của chỉ số giá tiêu dùng phụ thuộc

nhiều vào các biến còn lại, chỉ chiếm 46% vào chính nó sau 12 tháng ảnh hưởng của

cú sốc và phụ thuộc vào các nhân tố khác như: giá dầu thế giới chiếm 18%, lãi suất

thế giới chiếm 11%, cung tiền chiếm 13% và tỷ giá hối đoái chiếm 7%. Bài nghiên

cứu, cho thấy chính sách tiền tệ trong nước tác động rất lớn đến chỉ số giá tiêu dùng,

đặc biệt là cung tiền, kế tiếp là tỷ giá hối, qua đây cho thấy tỷ giá hối đoái cũng là

một kênh quan trọng ảnh hưởng đến lạm phát ở Việt Nam. Ngoài ra, chỉ số giá tiêu

dùng lại bị tác động bởi yếu tố bên ngoài mạnh hơn các yếu tố trong nước, giá dầu

thế giới và lãi suất thế giới chiếm đến 29% sau 12 tháng ảnh hưởng của cú sốc. Bài

nghiên cứu, cho thấy nền kinh tế Việt Nam là nền kinh tế mở, dễ bị tổn thương bởi

cú sốc bên ngoài, đặc biệt là giá dầu thế giới.

Period S.E.

DLOPW

DWI

DLIP

DLCPI

DLM

DLNEER

1 2 3 4 5 6 7 8

0.079783 0.040917 0.039901 0.157624 0.206149 99.55541 0.000000 0.000000 0.081445 0.045163 0.122689 0.328180 1.345673 89.49171 3.396446 5.270136 0.082826 4.286303 2.000971 0.314557 2.085724 82.41210 3.258135 5.642209 0.084363 5.940997 3.324777 0.481855 2.339424 79.19997 3.161193 5.551785 0.085994 6.108510 3.475140 0.467190 2.609816 78.73778 3.165243 5.436320 0.086168 6.562562 4.493507 0.581772 3.258759 76.34239 3.452329 5.308676 0.086763 7.166042 6.247396 0.730028 3.414247 73.86235 3.346579 5.233357 0.087286 7.265501 6.746280 0.739289 3.401972 73.19196 3.330960 5.324039

Bảng 4.7: Phân rã phương sai cung tiền

9 10 11 12

0.087820 7.265594 6.757705 0.738464 3.475503 73.07774 3.326556 5.358438 0.088237 7.253969 7.268939 0.748433 3.451744 72.52809 3.304259 5.444567 0.088644 7.225244 7.502525 0.745299 3.439953 72.26584 3.290766 5.530369 0.089029 7.214828 7.503586 0.744789 3.449065 72.23249 3.285514 5.569727

Kết quả phân rã phương sai cung tiền (bảng 4.7) cho thấy thay đổi cung tiền

phụ thuộc vào chính nó trong tháng đầu tiên chiếm 99% nhưng độ trễ càng lớn thì

cung tiền phụ thuộc nhiều vào nhân tố khác, chỉ phụ thuộc 72% vào chính nó sau 12

tháng ảnh hưởng của cú sốc và các nhân tố khác tác động đến cung tiền như: giá

dầu thế giới và lãi suất thế giới chiếm 7%, lãi suất trong nước và chỉ số giá tiêu

dùng chiếm 3%, tỷ giá hối đoái chiếm 6%. Điều này, cho thấy cung tiền thay đổi

phụ thuộc lớn vào chính nó, rất ít phụ thuộc vào các yếu tố khác, trong đó nhiều

nhất là yếu tố bên bên ngoài chiếm đến 14%. Trong khi đó, sản lượng chỉ giải thích

0.7% cho sự thay đổi cung tiền, đồng nghĩa cung tiền tăng không có tác dụng đến sự

tăng trưởng kinh tế.

Period

S.E.

DLOPW

DWI

DLIP

DLCPI

DLM

DLNEER

1 2 3 4 5 6 7 8 9 10 11 12

0.079783 16.64665 15.07927 0.071088 0.472569 0.041728 67.68870 0.000000 0.081445 26.94866 6.216940 0.083342 3.075548 0.029434 63.64534 0.000737 0.082826 31.98061 3.644586 0.063667 7.253557 0.038710 56.85529 0.163573 0.084363 36.38730 2.688579 0.092346 11.93830 0.040042 48.10740 0.746026 0.085994 37.70929 3.854649 0.090436 16.55117 0.037062 40.21087 1.546528 0.086168 37.30724 7.368180 0.154862 20.14095 0.068296 33.09351 1.866966 0.086763 36.29770 10.97952 0.259065 22.63864 0.253690 27.70864 1.862743 0.087286 35.18109 13.57855 0.381394 24.61087 0.731900 23.82795 1.688252 0.087820 34.21858 15.57545 0.480368 25.84009 1.450419 20.95642 1.478677 0.088237 33.30720 17.17543 0.555540 26.36066 2.440556 18.82679 1.333826 0.088644 32.45806 18.17885 0.642380 26.53864 3.629571 17.28588 1.266614 0.089029 31.67350 18.69820 0.729821 26.55020 4.912233 16.18214 1.253909

Bảng 4.8: Phân rã phương sai lãi suất

Kết quả phân rã phương sai lãi suất (bảng 4.8) cho thấy sự thay đổi lãi suất

phụ thuộc lớn vào các nhân tố khác ngay tháng đầu tiên chiếm 68% và phụ thuộc

vào chính nó chỉ chỉ chiếm 16% sau 12 tháng ảnh hưởng của cú sốc và các nhân tố

khác như: giá dầu thế giới chiếm 32%, lãi suất thế giới chiếm 19%, chỉ số giá tiêu

dùng chiếm 27%, cung tiền chỉ chiếm 5%. Bài nghiên cứu, cho thấy sự thay đổi của

lãi suất trong nước được giải thích phần lớn bởi sự thay đổi các yếu tố bên ngoài

như lãi suất và giá dầu thế giới, yếu tố trong nước chỉ có chỉ số giá tiêu dùng đóng

góp lớn đến sự thay đổi lãi suất trong nước chiếm đến 27% sau 12 tháng ảnh hưởng

của cú sốc. Điều này, cho thấy lãi suất là một trong những công cụ được sử dụng để

ổn định giá trong nước. Sản lượng chỉ giải thích 0.7% cho sự thay đổi lãi suất, cho

thấy sản lượng hầu như không bị ảnh hưởng bởi lãi suất sau 12 tháng ảnh hưởng

của cú sốc.

Period

S.E.

DLOPW

DWI

DLIP

DLCPI

DLM

DLNEER

1 2 3 4 5 6 7 8

0.079783 0.247477 0.618784 2.311853 2.437193 0.050091 3.207687 91.12691 0.081445 0.291689 3.292306 2.425445 2.290601 0.120782 6.139050 85.44013 0.082826 0.627784 3.300112 2.437796 2.262663 0.184205 6.348525 84.83892 0.084363 1.058802 3.441503 2.384723 2.306204 0.177050 9.775074 80.85664 0.085994 1.091657 4.674365 2.360150 2.442985 0.173292 9.607913 79.64964 0.086168 1.182025 4.793221 2.417393 2.500242 0.214951 9.572124 79.32004 0.086763 1.373767 4.770981 2.424590 2.606907 0.221978 9.528428 79.07335 0.087286 1.377001 5.500182 2.402413 2.696478 0.221024 9.459979 78.34292

9 10 11 12

0.087820 1.377484 5.907579 2.396609 2.741199 0.235952 9.423225 77.91795 0.088237 1.381004 5.957328 2.397641 2.765454 0.304938 9.409169 77.78447 0.088644 1.379454 5.971068 2.399728 2.799024 0.348350 9.399723 77.70265 0.089029 1.394578 6.003151 2.397457 2.802121 0.400606 9.385627 77.61646

Bảng 4.9: Phân rã phương sai tỷ giá hối đoái

Kết quả phân rã phương sai tỷ giá hối đoái (bảng 4.9) cho thấy tỷ giá hối

đoái thay đổi phụ thuộc chủ yếu vào chính nó chiếm 78% sau 12 tháng ảnh hưởng

của cú sốc và các yếu tố khác như: lãi suất trong nước chiếm 9%, lãi suất thế giới

chiếm 6%, chỉ số giá tiêu dùng chiếm 3% và sản lượng công nghiệp chiếm 2%. Sau

12 tháng, sự thay đổi của tỷ giá hối đoái được giải thích chủ yếu là chính nó và các

nhân tố khác giải thích nhiều nhất là lãi suất trong nước, lãi suất thế giới, chỉ số giá

tiêu dùng chiếm 3%, các nhân tố còn lại giải thích không đáng kể.

4.8 Thảo luận kết quả

Dựa vào kết quả phân tích hàm phản ứng xung và phân tích phương sai, bài

nghiên cứu tìm thấy:

Chính sách tiền tệ ở Việt Nam rất ít tác động đến sản lượng, kể cả chính sách

tiền tệ thu hẹp và mở rộng. Nguyên nhân của việc tăng cung tiền không tác động

đến sản lượng là việc tăng cung tiền có thể đã không đi đúng hướng mà rẻ sang

hướng khác, đó là đổ vào thị trường bất động sản và chứng khoán, vì hai thị trường

này có giai đoạn tăng rất nóng (hình 4.4 thể hiện cung tiền tăng mà sản lượng công

nghiệp không tăng và thị trường chứng khoán có giai đoạn tăng nóng). Thị trường

bất động sản tăng cao tạo thành bong bóng, đến nay đã đổ vỡ.

Hình 4.4: Cung tiền, sản lượng công nghiệp, chỉ số VNINDEX năm 2002-2010

Nguồn: Hose, IMF

Nhưng chính sách tiền tệ lại ảnh hưởng mạnh đến lạm phát, đặc biệt là chính

sách tiền tệ mở rộng bằng cách tăng cung tiền làm cho lạm phát tăng đáng kể, bắt

đầu từ tháng thứ 3 và lập đỉnh ở tháng thứ 7. Điều này, cho thấy chính tiền tệ của

Việt Nam kém hiệu quả trong việc kích thích nền kinh tế tăng trưởng nhưng lại gây

tác động xấu là làm tăng lạm phát (hình 4.5 cho thấy cung tiền tăng lạm phát tăng).

Điển hình, là năm 2007 cung tiền (M2) tăng 43,7%, mức tăng kỷ lục trong giai đoạn

2001-2012, là một trong nguyên nhân quan trọng gây ra lạm phát cao vào năm 2008

(23%). Ngược lại, chính sách tiền tệ thu hẹp bằng cách tăng lãi suất lại tác động đến

lạm phát không cao, điển hình là năm 2008 lãi suất tăng rất cao có thời điểm lên gần

20% nhưng lạm phát vẫn không giảm.

Hình 4.5: Cung tiền và chỉ số giá tiêu dùng năm 2003-2012

Nguồn: IMF

Mối quan hệ giữa cung tiền và lãi suất tồn tại bất hợp lý, là cung tiền tăng

nhưng lãi suất không giảm mà lại tăng bắt đầu từ tháng thứ 5. Ngược lại, lãi suất

tăng làm cung tiền giảm trong 3 tháng đầu tiên phù hợp với lý thuyết. Điển hình, từ

năm 2008 đến nay, NHNN đã đưa ra nhiều chính sách kích thích thông qua kênh tín

dụng để hỗ trợ nền kinh tế, điều này đã làm cho cung tiền tăng đáng kể nhưng kết

quả của của tăng cung tiền không làm cho lãi suất giảm xuống mà lại tăng cao.

Nguyên nhân là các ngân hàng đang tồn tại một cuộc chạy đua lãi suất huy động

vốn, điều này cho thấy thanh khoản của các ngân hàng trong thời gian qua có vấn đề

(nguyên nhân cung tín dụng tăng nhưng nợ xấu cũng tăng theo đã ảnh hưởng lớn

đến thanh khoản của ngân hàng, vì vậy dẫn đến cuộc chạy đua huy động vốn dẫn

đến tăng lãi suất huy động).

Tỷ giá hối đoái được thống kê theo tỷ giá liên ngân hàng vào cuối tháng mà

tỷ giá này được kiểm soát bởi NHNN, chưa phản ánh đúng bản chất của cung cầu

trên thị trường nên kết quả của bài nghiên cứu cho thấy tỷ giá hối không phụ thuộc

vào cú sốc chính sách tiền tệ.

So sánh với các kết quả nghiên cứu trong nước trước đây:

Chính sách tiền tệ mở rộng bằng cách tăng cung tiền và chính sách tiền tệ thu

hẹp bằng cách tăng lãi suất ở Việt Nam rất ít ảnh hưởng đến sản lượng, không có xu

hướng rõ ràng và sự thay đổi của sản lượng chủ yếu do sự thay đổi của chính nó, rất

ít phụ thuộc vào các yếu tố khác (phù hợp với Phạm Thế Anh (2008) và Trần Ngọc

Thơ và cộng sự (2013) trước WTO, trừ nghiên cứu của Lê Việt Hùng và Wade

D.Pfau (2008) cho thấy chính sách tiền tệ ảnh hưởng lớn đến sản lượng). Ngược

lại, Sayyed Mahdi Ziaei (2012) nghiên cứu ở Ả rập Saudi, cho thấy chính sách tiền

tệ thu hẹp bằng cách tăng lãi suất ảnh hưởng rất lớn đến sản lượng.

Đối với chính sách tiền tệ mở rộng bằng cách tăng cung tiền làm tăng lạm

phát với độ trễ 3 tháng (phù hợp với kết quả nghiên cứu của Lê Việt Hùng và Wade

D.Pfau (2008) và Trần Ngọc Thơ và cộng sự (2013) lạm phát tăng với độ trễ 3

tháng), trong khi đó với chính sách tiền tệ thu hẹp bằng cách tăng lãi suất có xu

hướng kéo lạm phát giảm nhưng không rõ ràng (nghiên cứu của Nguyễn Thế Anh

(2008) lạm phát giảm thời gian khoảng 2-3 tháng, nghiên cứu của Trần Ngọc Thơ

và cộng sự (2013) giai đoạn sau gia nhập WTO lạm phát giảm với độ trễ 6 tháng).

Phù hợp với Sayyed Mahdi Ziaei (2012) nghiên cứu ở Ả rập Saudi, cho thấy chính

sách tiền tệ thu hẹp bằng cách tăng lãi suất rất ít ảnh hưởng đến lạm phát.

Đối với tỷ giá hối đoái chịu ảnh hưởng bởi chính sách tiền tệ không có xu

hướng rõ ràng cả hai trường hợp mở rộng và thu hẹp (phù hợp tất cả các nghiên cứu

về Việt Nam ở trên). Ngược lại, Sayyed Mahdi Ziaei (2012) nghiên cứu ở Ả rập

Saudi, cho thấy chính sách tiền tệ thu hẹp bằng cách tăng lãi suất ảnh hưởng làm tỷ

giá hối đoái tăng với đỉnh sau 1 quý.

5. Kết luận

Thông qua phân tích cú sốc của chính sách tiền tệ ảnh hưởng đến các biến vĩ

mô ở Việt Nam theo cách tiếp cận mô hình SVAR, bài nghiên cứu đã đưa ra được

kết quả khảo sát thực nghiệm về ảnh hưởng của cú sốc chính sách tiền tệ đến các

biến vĩ mô như sau:

Sản lượng: rất ít bị ảnh hưởng bởi cú sốc chính sách tiền tệ, không có xu

hướng rõ ràng (bao gồm cả CSTT tiền tệ mở rộng và thu hẹp). Sự thay đổi của sản

lượng phụ thuộc phần lớn vào chính nó chiếm 83% sau thời gian 12 tháng ảnh

hưởng của cú sốc. Điều này cho thấy chính sách tiền tệ của Việt Nam kém hiệu quả

trong việc giúp nền kinh tế tăng trưởng hoặc giúp nền kinh tế phục hồi khi gặp suy

thoái bằng cách tăng cung tiền.

Chỉ số giá tiêu dùng: đối với chính sách tệ mở rộng làm tăng chỉ số giá tiêu

dùng với độ trễ khoảng 3 tháng nhưng chính sách tiền tệ thắt chặt chỉ làm chỉ số giá

tiêu dùng có xu hướng giảm nhưng không rõ ràng. Sự thay đổi chỉ số giá tiêu dùng

sau 12 tháng kể từ khi cú sốc xảy ra bị ảnh hưởng bởi nhiều nhân tố, trong đó các

nhân tố bên ngoài (lãi suất thế giới, giá dầu thế giới) chiếm đến 29%, cung tiền

chiếm 13%, tỷ giá hối đoái chiếm 7%. Điều này, cho thấy chỉ số giá tiêu dùng dễ bị

tổn thương bởi cú sốc bên ngoài mạnh hơn cú sốc trong nước. Đây chính là nhược

điểm của nền kinh tế Việt Nam, phụ thuộc quá lớn vào các yếu tố bên ngoài (đặc

biệt là giá dầu thế giới) khi mà nền kinh tế Việt Nam ngày càng hội nhập sâu vào

nền kinh tế thế giới. Bài nghiên cứu cũng cho thấy việc tăng cung tiền lại rất dễ gây

ra lạm phát nhưng tăng lãi suất nhằm kiềm chế lạm phát lại phát huy tác dụng

không cao.

Tỷ giá hối đoái: Đối với tỷ giá hối đoái không chịu ảnh hưởng bởi chính

sách tiền tệ cả hai trường hợp mở rộng và thu hẹp. Nhưng tỷ giá hối đoái tăng lại có

ảnh hưởng lớn đến lạm phát.

Nghiên cứu cú sốc của chính sách tiền tệ ảnh hưởng đến các biến vĩ mô ở

Việt Nam với cách tiếp cận mô hình SVAR, đã cho thấy ảnh hưởng của cú sốc

chính sách tiền tệ đến các biến vĩ mô như thế nào. Mặc dù, đã có rất nhiều cố gắng

để hoàn thành bài nghiên cứu nhưng bài nghiên cứu chưa thể bao quát hết các kênh

truyền dẫn chính tiền tệ để phân tích như kênh giá tài sản, kênh tín dụng và kênh kỳ

vọng. Ngoài ra, bài nghiên cứu cũng chưa phân tích chính sách tiền tệ bị ảnh hưởng

bởi chính sách tài khoá. Do đó, một trong những hướng mà bài nghiên cứu có thể

mở rộng sâu hơn bằng cách đưa kênh giá tài sản như giá chứng khoán, giá bất động

sản, kênh tín dụng và kênh kỳ vọng để phân tích chính sách tiền tệ ảnh hưởng đến

các biến vĩ mô ở Việt Nam.

Danh mục tài liệu tham khảo

Tiếng Việt

1. Nguyễn Thế Anh, 2008. Ứng dụng mô hình SVAR trong việc xác định hiệu

ứng của chính sách tiền tệ và dự báo lạm phát ở Việt Nam, Khoa Kinh tế

học, Đại học kinh tế quốc dân.

2. Trần Ngọc Thơ và cộng sự, 2013. Cơ chế truyền dẫn chính sách tiền tệ ở

Việt Nam, Đề tài nghiên cứu khoa học – mã số: CS- 2013-21, Đại học kinh tế

kinh tế TP.HCM.

Tiếng Anh

1. Bhuiyan, Rokon, 2008. Monetary transmission mechanism in a small open

economy: a Bayesian structural VAR approach, Queens Economics

Department Working Paper, No. 1183.

2. Bhuiyan, Rokon, 2012. The Effects of Monetary Policy Shocks in

Bangladesh: A Bayeesian Structural VAR Approach, International

Economic Journal, Volume 26, Issue 2, 2012.

3. Brooklyn College. VAR Models.

muctum/EconometricsG/VAR.doc>.

4. Bruno Coric et al., 2012. Monetary Policy Effects on Output and Prices:

International Evidence. Department of Economics, University of Split.

5. Cushman, David O. and Tao Zha, 1997. Identifying monetary policy in small

open economy under flexible exchange rates, Journal of Monetary

Economics, 39, 433-448.

6. Eichenbaum, Martin and Charles Evans, 1995. Some empirical evidence on

the effects of shocks to monetary policy on exchange rate, Quarterly Journal

of Economics, 110, 4, 975-1009.

7. Javid, Muhammad and Munir, Kashif, 2011. The price puzzle and monetary

policy transmission mechanism in Pakis: Structual vector autoregressive

approach, MPRA Paper, No. 30670, posted 04. May 2011

8. Faust, Jon and John H. Rogers, 2003. Monetary policy’s role in exchage rate

behavior, Journal of Monetary Economics, 50, 1403-24.

9. Frederic S. Mishkin, 1996. The channels of Monetary Transmission: Lessons

for Monetary Policy, NBER Working Paper.

10. Frederic S. Mishkin, 2004. Economics of Money, Banking and Financial

Markets 7th edition, Addison Wesley, ISBN-10: 0321062736.

11. Kahn, Michael, Shmuel Kandel, and Oded Sarig, 2002. Real and nominal

effects of central bank monetary policy, Journal of Monetary Economics, 49,

12. Kim, S., & Roubini, N, 2000. Exchange rate anomalies in the industrial

1493-1519.

countries: A solution with a structural VAR approach, Journal of Monetary

Economics, 45, 561-586.

13. Le Viet Hung và Wade D.Pfau, 2008. VAR Analysis of the Monetary

Transmission Mechanism in Vietnam, Applied Econometrics and

International Development, Vol. 33, No. 4.

14. Mala Raghavan and Param Silvapulle, 2007. Structural VAR Approach to

Malaysian Monetary Policy Framework: Evidence from the Pre- and Post-

Asian Crisis Periods, Department of Econometrics and Business Statistics

Monash University, Caulfield, VIC 3145, Australia.

15. Nicola Viegi, 2010. Introduction to VAR Models, University of Pretoria.

16. Norman Loayza and Klaus Schmidt-Hebbel, 2002. Monetary Policy

Functions and Transmission Mechanisms: An Overview, Central Bank of

Chile.

17. Obstfeld, Maurice and Kenneth Rogoff, 1995. Exchange Rate Dynamics

Redux, Journal of Political Economy, 103, 624-660.

18. Popescu, Iulia Vasile, 2012. Effects of monetary policy in Romania. a VAR

approach, MPRA Paper, No. 41686.

19. Sayyed Mahdi Ziaei, 2012. Evaluating the Effects of Monetary Policy

Shocks on GCC Countries, Universiti Teknologi Malaysia.

20. Sayyed Mahdi Ziaei, 2012. Transmission Mechanisms of Monetary Policy in

Saudi Arabia: Evidence From SVAR Analysis, Journal of Modern

Accounting and Auditing, Universiti Teknologi Malaysia.

21. Sims, Christopher A. and Tao Zha, 2006, Vintage Article: Does monetary

policy generates recessions?, Macroeconomic Dynamics, 10, 231-272

Phụ lục

VAR Lag Order Selection Criteria Endogenous variables: DLOPW DWI DLIP DLCPI DLM I DLNEER Exogenous variables: C Date: 07/21/13 Time: 20:04 Sample: 2001M01 2012M11 Included observations: 134

Lag

LogL

FPE

AIC

0 1 2 3 4 5 6 7 8

1210.963 1547.271 1616.792 1663.658 1715.502 1758.885 1806.125 1838.752 1887.314

NA 632.4607 123.4775 78.34337 81.24761* 63.45608 64.16088 40.90533 55.81040

3.70e-17 5.09e-19 3.77e-19* 3.95e-19 3.89e-19 4.43e-19 4.87e-19 6.88e-19 7.96e-19

-17.96960 -22.25778 -22.56406 -22.53221 -22.57466* -22.49083 -22.46455 -22.22017 -22.21364

-17.81822 -21.04674* -20.29337 -19.20186 -18.18465 -17.04116 -15.95522 -14.65119 -13.58500

-17.90808 -21.76565* -21.64133 -21.17887 -20.79070 -20.27626 -19.81937 -19.14438 -18.70724

* indicates lag order selected by the criterion LR: sequential modified LR test statistic (each test at 5% level) FPE: Final prediction error AIC: Akaike information criterion SC: Schwarz information criterion HQ: Hannan-Quinn information criterion

1. Kết quả kiểm định độ trễ tối ưu

VAR Residual Serial Correlation LM Tests Null Hypothesis: no serial correlation at lag order h Date: 07/21/13 Time: 20:09 Sample: 2001M01 2012M11 Included observations: 138

Lags

LM-Stat

Prob

1 2 3 4 5 6 7 8

67.68708 63.73332 60.31754 65.15395 64.13167 42.21721 43.56338 49.90357

0.0396 0.0768 0.1289 0.0610 0.0721 0.7426 0.6925 0.4372

Probs from chi-square with 49 df.

2. Kết quả kiểm định tự tương quan

Structural VAR Estimates Date: 07/21/13 Time: 20:06 Sample (adjusted): 2001M06 2012M11

3. Kết quả ước lượng ma trận A0 và ma trận B

Included observations: 138 after adjustments Estimation method: method of scoring (analytic derivatives) Convergence achieved after 146 iterations Structural VAR is over-identified (4 degrees of freedom)

Model: Ae = Bu where E[uu']=I Restriction Type: short-run pattern matrix A =

1 C(1) C(2) C(3) 0 C(4) C(5)

0 1 0 0 0 C(6) C(7)

B =

C(18) 0 0 0 0 0 0

0 0 0 0 C(15) 1 C(16) 0 0 0 0 0 C(23) 0

0 0 0 0 0 C(17) 1 0 0 0 0 0 0 C(24)

0 0 0 1 C(11) 0 C(12) 0 0 0 C(21) 0 0 0

0 0 1 C(8) C(9) 0 C(10) 0 0 C(20) 0 0 0 0

0 C(19) 0 0 0 0 0

0 0 0 0 1 C(13) C(14) 0 0 0 0 C(22) 0 0

Coefficient

Std. Error

z-Statistic

Prob.

C(1) C(2) C(3) C(4) C(5) C(6) C(7) C(8) C(9) C(10) C(11) C(12) C(13) C(14) C(15) C(16) C(17) C(18) C(19) C(20) C(21) C(22) C(23) C(24)

0.246670 0.108904 0.003794 0.549813 0.020189 0.193989 0.007971 0.002931 0.009753 0.008198 0.283037 0.240397 6.486954 0.078349 0.003411 0.007854 20.83042 0.004802 0.013916 0.006144 0.000212 0.000701 0.098745 0.001260

-1.987170 -1.816670 -3.005184 -4.345911 0.559459 -4.962788 0.868165 0.110474 0.476009 1.913264 0.552135 2.215745 0.171039 -0.300516 -0.448729 -1.372590 0.854555 16.61325 16.61325 16.61325 16.61325 16.56971 5.071903 7.589192

-0.490174 -0.197843 -0.011402 -2.389438 0.011295 -0.962728 0.006920 0.000324 0.004643 0.015685 0.156275 0.532659 1.109520 -0.023545 -0.001531 -0.010780 17.80074 0.079783 0.231187 0.102069 0.003514 0.011620 0.500827 0.009566

0.0469 0.0693 0.0027 0.0000 0.5758 0.0000 0.3853 0.9120 0.6341 0.0557 0.5809 0.0267 0.8642 0.7638 0.6536 0.1699 0.3928 0.0000 0.0000 0.0000 0.0000 0.0000 0.0000 0.0000

1651.449

0.9222

Log likelihood LR test for over-identification: Chi-square(4)

0.916044

Probability

Estimated A matrix: 1.000000 -0.490174

0.000000 1.000000

0.000000 0.000000

0.000000 0.000000 0.000000 -0.962728 0.006920

1.000000 0.000324 0.004643 0.000000 0.015685

-0.197843 -0.011402 0.000000 -2.389438 0.011295 Estimated B matrix: 0.079783 0.000000 0.000000 0.000000 0.000000 0.000000 0.000000

0.000000 0.231187 0.000000 0.000000 0.000000 0.000000 0.000000

0.000000 0.000000 0.102069 0.000000 0.000000 0.000000 0.000000

0.000000 0.000000 -0.001531 1.000000 -0.010780 0.000000 0.000000 0.000000 0.000000 0.000000 0.500827 0.000000

0.000000 0.000000 0.000000 17.80074 1.000000 0.000000 0.000000 0.000000 0.000000 0.000000 0.000000 0.009566

0.000000 0.000000 1.000000 1.109520 -0.023545 0.000000 0.000000 0.000000 0.000000 0.011620 0.000000 0.000000

0.000000 1.000000 0.156275 0.000000 0.532659 0.000000 0.000000 0.000000 0.003514 0.000000 0.000000 0.000000

Luận văn Thạc sĩ Kinh tế: Ảnh hưởng của cú sốc chính sách tiền tệ đến các biến vĩ mô ở Việt Nam

BỘ GIÁO DỤC ĐÀO TẠO TRƯỜNG ĐẠI HỌC KINH TẾ TP.HCM ----------------------

Nguyễn Như Mai

ẢNH HƯỞNG CỦA CÚ SỐC CHÍNH SÁCH TIỀN TỆ

ĐẾN CÁC BIẾN VĨ MÔ Ở VIỆT NAM

LUẬN VĂN THẠC SĨ KINH TẾ Tp. Hồ Chí Minh, tháng 07 năm 2013

BỘ GIÁO DỤC ĐÀO TẠO

TRƯỜNG ĐẠI HỌC KINH TẾ TP.HCM

----------------------

Nguyễn Như Mai

ẢNH HƯỞNG CỦA CÚ SỐC CHÍNH SÁCH TIỀN TỆ

ĐẾN CÁC BIẾN VĨ MÔ Ở VIỆT NAM

Mã số : 60340201

LUẬN VĂN THẠC SĨ KINH TẾ

TS. NGUYỄN KHẮC QUỐC BẢO

Tp. Hồ Chí Minh, tháng 07 năm 2013

MỤC LỤC

Trang

DANH MỤC CHỮ VIẾT TẮT ............................................................................ 1

DANH MỤC BẢNG ............................................................................................... 2

DANH MỤC HÌNH VẼ ......................................................................................... 3

TÓM TẮT ............................................................................................................... 4

1. Giới thiệu ............................................................................................................ 5

2. Khung lý thuyết và bằng chứng thực nghiệm ................................................ 8

3. Phương pháp nghiên cứu ................................................................................... 23

4. Nội dung kết quả nghiên cứu ............................................................................ 31

5. Kết luận ............................................................................................................... 44

Danh mục tài liệu tham khảo ................................................................................ 46

Phụ lục ..................................................................................................................... 49

Tóm tắt

1. Giới thiệu

2. Khung lý thuyết và các bằng chứng thực nghiệm

Hình 2.1: Tổng hợp nguyên lí hoạt động của các kênh truyền dẫn truyền

Chính sách tiền tệ

GDP

3. Phương pháp nghiên cứu và dữ liệu

∑u = E(utut

=

4. Nội dung kết quả nghiên cứu

67.68708 63.73332 60.31754 65.15395 64.13167 42.21721 43.56338 49.90357

0.0396 0.0768 0.1289 0.0610 0.0721 0.7426 0.6925 0.4372

1 2 3 4 5 6 7 8

5. Kết luận

Danh mục tài liệu tham khảo

Phụ lục

Có thể bạn quan tâm

Tài liêu mới

AI tóm tắt

Giới thiệu tài liệu

Đối tượng sử dụng

Từ khoá chính

Nội dung tóm tắt

Giới thiệu

Về chúng tôi

Việc làm

Quảng cáo

Liên hệ

Chính sách

Thoả thuận sử dụng

Chính sách bảo mật

Chính sách hoàn tiền

DMCA

Hỗ trợ

Hướng dẫn sử dụng

Đăng ký tài khoản VIP

093 303 0098

support@tailieu.vn

Phương thức thanh toán

Theo dõi chúng tôi

Facebook

Youtube

TikTok