Luận văn Thạc sĩ Kinh tế: Hiệu ứng truyền dẫn từ lãi suất chính sách đến lãi suất thị trường

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

BÙI THỊ DIỄM PHÚC

HIỆU ỨNG TRUYỀN DẪN TỪ LÃI SUẤT

CHÍNH SÁCH ĐẾN LÃI SUẤT THỊ TRƯỜNG

LUẬN VĂN THẠC SĨ KINH TẾ TP. Hồ Chí Minh – Năm 2013

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

BÙI THỊ DIỄM PHÚC

HIỆU ỨNG TRUYỀN DẪN TỪ LÃI SUẤT

CHÍNH SÁCH ĐẾN LÃI SUẤT THỊ TRƯỜNG

Chuyên ngành: Tài chính - Ngân hàng

Mã số: 60340201

LUẬN VĂN THẠC SĨ KINH TẾ

NGƯỜI HƯỚNG DẪN KHOA HỌC:

PGS.TS NGUYỄN NGỌC ĐỊNH

TP. Hồ Chí Minh – Năm 2013

LỜI CAM ĐOAN

Tôi xin cam đoan đây là công trình nghiên cứu của tôi, được sự hướng dẫn từ giáo

viên PGS. TS. Nguyễn Ngọc Định. Các nội dung và kết quả bài nghiên cứu là trung

thực. Các số liệu phục vụ cho việc phân tích, nhận xét và đánh giá được thu thập từ

các nguồn khác nhau được ghi trong phần nguồn dữ liệu nghiên cứu.

Nếu phát hiện có bất kỳ sự gian lận nào tôi xin hoàn toàn chịu trách nhiệm trước

Hội đồng .

TP.HCM, ngày tháng năm

Tác giả

Bùi Thị Diễm Phúc

DANH MỤC CÁC CHỮ VIẾT TẮT

ADL

autoregressive distributed lag

Bank for International Settlements

BIS

Lãi suất tiền gửi

ECM

Error correction model

GETS :

Disaggregated general – to – specific

International Financial Statistics

IFS

International Monetary Fund

IMF

Lãi suất bình quân liên ngân hàng 1 tháng

IB1

Lãi suất bình quân liên ngân hàng 3 tháng

IB3

Lãi suất cho vay

NHNN :

Ngân Hàng Nhà Nước

OLS

Ordinary least aquare

TCK

Lãi suất tái chiết khấu

SBV

The State Bank of VietNam

DANH MỤC CÁC BẢNG, BIỂU

Bảng 3.2.1: Dữ liệu lãi suất tại Việt Nam.

Bảng 4.1.1: Kiểm định tính dừng các chuỗi lãi suất ở Việt Nam giai đoạn

7/2004-1/2012

Bảng 4.1.2: Kiểm định đồng liên kết giữa lãi suất tái chiết khấu với lãi suất

liên ngân hàng kỳ hạn 1 tháng và 3 tháng ở Việt Nam giai đoạn 7/2004-

11/2012.

Bảng 4.1.3: Kiểm định đồng liên kết giữa lãi suất liên ngân hàng kỳ hạn 1

tháng và 3 thángvới lãi suất tiền gửi và cho vay ở Việt Nam giai đoạn 7/2004-

11/2012.

Bảng 4.1.4: Truyền dẫn lãi suất tái chiết khấu đến lãi suất liên ngân hàng kỳ

hạn 1 tháng và 3 tháng ở Việt Nam giai đoạn 7/2004-11/2012

Bảng 4.1.5: Truyền dẫn lãi suất liên ngân hàng kỳ hạn 1 tháng và 3 tháng đến

lãi suất tiền gửi và lãi suất cho vayở Việt Nam giai đoạn 7/2004-11/2012

Bảng 4.2.2: Kiểm định tính dừng các chuỗi lãi suất ở Việt Nam giai đoạn

trước khủng hoảng (7/2004-12/2007)

Bảng 4.2.3: Kiểm định đồng liên kết giữa lãi suất tái chiết khấu với lãi suất

liên ngân hàng kỳ hạn 1 tháng và 3 tháng ở Việt Nam giai đoạn trước khủng

hoảng ( 7/2004-12/2007).

Bảng 4.2.4: Kiểm định đồng liên kết giữa lãi suất liên ngân hàng kỳ hạn 1

tháng và 3 tháng với lãi suất tiền gửi ở Việt Nam giai đoạn trước khủng hoảng

(7/2004-12/2007)

Bảng 4.2.5: Truyền dẫn lãi suất tái chiết khấu đến lãi suất liên ngân hàng kỳ

hạn 1 tháng và 3 tháng ở Việt Nam giai đoạn trước khủng hoảng (7/2004-

12/2007).

Bảng 4.2.6: Truyền dẫn lãi suất thị trường tiền tệ đến lãi suất bán lẻ ở Việt

Nam giai đoạn trước khủng hoảng (7/2004-12/2007).

Bảng 4.2.7: Kiểm định tính dừng các chuỗi lãi suất ở Việt Nam giai đoạn sau

khủng hoảng (1/2008-11/2012)

Bảng 4.2.8: Kiểm định đồng liên kết giữa lãi suất tái chiết khấu và lãi suất

liên ngân hàng kỳ hạn 1 tháng và 3 tháng ở Việt Nam giai đoạn sau khủng

hoảng (1/2008-11/2012).

Bảng 4.2.9: Kiểm định đồng liên kết giữa lãi suất liên ngân hàng kỳ hạn 1

tháng và 3 tháng và lãi suất tiền gửi và lãi suất cho vay ở Việt Nam giai đoạn

sau khủng hoảng (1/2008-11/2012)

Bảng 4.2.10: Truyền dẫn lãi suất chính sách đến lãi suất thị trường tiền tệ ở

Việt Nam giai đoạn sau khủng hoảng (1/2008-11/2012)

Bảng 4.2.11: Bảng so sánh truyền dẫn lãi suất chính sách đến lãi suất thị

trường tiền tệ ở Việt Nam trong giai đoạn trước và sau khủng hoảng

Bảng 4.2.12: Truyền dẫn lãi suất thị trường tiền tệ đến lãi suất bán lẻ ở Việt

Nam giai đoạn sau khủng hoảng (1/2008-11/2012)

Bảng 4.2.13: Bảng so sánh truyền dẫn từ lãi suất liên ngân hàng kỳ hạn 1

tháng đến lãi suất bán lẻ ở Việt Nam trong giai đoạn trước và sau khủng

hoảng

Bảng 4.2.14: Bảng so sánh truyền dẫn từ lãi suất liên ngân hàng kỳ hạn 1

tháng đến lãi suất bán lẻ ở Việt Nam trong giai đoạn trước và sau khủng

hoảng

DANH MỤC CÁC HÌNH VẼ, ĐỒ THỊ

Hình 4.2.1: Tốc độ tăng trưởng GDP ở Việt Nam qua các năm

Hình A.1: Tình hình biến động của tốc độ tăng GDP, tăng trường tín dụng, lạm

phát giai đoạn (2006-2012)

Hình A.2: Trần lãi suất

MỤC LỤC

Trang phụ bìa

Lời cam đoan

Mục lục

Danh mục các chữ viết tắt

Danh mục các bảng, biểu

Danh mục các hình vẽ, đồ thị

Tóm tắt ....................................................................................................................... 1

1. Giới thiệu chung ................................................................................................. 2

1.1. Lý do chọn đề tài ............................................................................................... 2

1.2. Mục tiêu nghiên cứu .......................................................................................... 3

2. Tổng quan các kết quả nghiên cứu trước đây ................................................. 4

2.1. Các kênh dẫn truyền tác động của chính sách tiền tệ: ....................................... 4

2.2. Các khái niệm dẫn truyền lãi suất và cơ chế dẫn truyền lãi suất ....................... 7

2.3. Những nghiên cứu về mặt thực nghiệm trên thế giới ........................................ 7

3. Phương pháp nghiên cứu và dữ liệu............................................................... 16

3.1. Phương pháp nghiên cứu ................................................................................. 16

3.2. Dữ liệu nghiên cứu ........................................................................................... 18

4. Kết quả nghiên cứu .......................................................................................... 20

4.1. Đo lường sự dẫn truyền lãi suất ở Việt Nam giai đoạn 7/2004-11/2012 ......... 20

4.2. Đo lường sự dẫn truyền lãi suất giai đoạn trước và sau khủng hoảng tài chính.......................................................................................................................... 26

5. Kết luận ............................................................................................................. 47

Tóm tắt

Kênh lãi suất được coi là kênh tác động rất quan trọng của chính sách

tiền tệ. Nghiên cứu này được thực hiện nhằm mục đích cung cấp những hiểu

biết sâu sắc hơn về kênh tác động này ở Việt Nam. Cụ thể là bài nghiên sử

dụng mô hình hiệu chỉnh sai số ECM để xem xét quy mô cũng như tốc độ

dẫn truyền từ lãi suất chính sách tiền tệ đến lãi suất bán lẻ trước và sau cuộc

khủng hoảng tài chính. Kết quả là trong giai đoạn tổng thể từ 7/2004 –

11/2012, nhìn chung sự dẫn truyền lãi suất ở Việt Nam trong dài hạn diễn ra

khá tốt nhưng lại chậm chạp trong ngắn hạn. Quá trình dẫn truyền từ lãi suất

chính sách tới lãi suất thị trường tiền tệ trong ngắn hạn, thì dẫn truyền trong

giai đoạn biến động kinh tế lại cao hơn trước khi biến động. Còn trong dài

hạn thì sự dẫn truyền từ lãi suất chính sách tới lãi suất thị trường tiền tệ (lãi

suất liên ngân hàng kỳ hạn 3 tháng) trong giai đoạn biến động lại suy yếu do

các bất ổn kinh tế. Và trong giai đoạn biến động kinh tế, sự truyền dẫn (cả

trong ngắn hạn lẫn trong dài hạn) từ thị trường tiền tệ đến lãi suất bán lẻ tốt

hơn nhiều so với giai đoạn trước biến động.

1. Giới thiệu chung

1.1. Lý do chọn đề tài

Chính sách tiền tệ tác động đến nền kinh tế thông qua các kênh dẫn

truyền , ví dụ như: kênh lãi suất, kênh tài sản và kênh tín dụng. Một trong

những kênh truyền thống, cơ bản và quan trọng nhất của chính sách sách tiền

tệ được đề cập đến nhiều trong lý thuyết kinh tế là kênh lãi suất. Việc thiết

lập mức lãi suất chính thức của nhà hoạch định chính sách đã ảnh hưởng đến

lãi suất thị trường tiền tệ ngắn hạn, qua đó ảnh hưởng đến lãi suất trung và

dài hạn của thị trường tiền tệ và lãi suất bán lẻ của ngân hàng.

Tác động sự dẫn truyền của chính sách tiền tệ thông qua kênh lãi suất,

hay còn gọi là mức chuyển lãi suất từ lãi suất chính sách (hoặc lãi suất thị

trường tiền tệ) đến lãi suất bán lẻ của các ngân hàng, chỉ hiệu quả khi ngân

hàng thương mại nhanh chóng truyền dẫn sự thay đổi của lãi suất chính sách

tiền tệ đến khách hàng của họ, và quy mô thay đổi này phải đủ lớn để có thể

gây ảnh hưởng đến đầu tư, tiêu dùng và tổng cầu trong nền kinh tế

(Aziakpono và Wilson, 2010), còn nếu không thì sẽ là không hiệu quả, hay

lãi suất trở nên cứng nhắc, không linh động.

Nền kinh tế Việt Nam trong thời gian qua phải đối mặt với việc tăng

trưởng quá nóng, lạm phát luôn ở mức 2 con số, lãi suất thị trường bất ổn, và

khó kiểm soát…Chính những vấn đề này đã khiến Nhà nước đưa ra nhiều

hơn nữa các công cụ chính sách tiền tệ với mong muốn bình ổn và phát triển

kinh tế, mà một trong những công cụ quan trọng là điều chỉnh lãi suất chính

sách. Trong 6 tháng đầu năm 2012, Ngân hàng Nhà nước liên tục hạ mức lãi

suất điều hành như lãi suất chiết khấu giảm từ 13% lần lượt xuống còn 12%,

11%, 10% và 9%, lãi suất tái cấp vốn cũng giảm dần từ 15% xuống còn

11%. Từ đó đặt ra câu hỏi tác động sự dẫn truyền kênh lãi suất, từ lãi suất

chính sách đến lãi suất bán lẻ. Điều này càng trở nên quan trọng đối với

Ngân hàng Nhà nước trong việc điều chỉnh lãi suất chính sách bởi hiểu sâu

sắc về cơ chế dẫn truyền lãi suất sẽ giúp Ngân hàng Nhà nước hiểu rõ tốc độ

và quy mô lãi suất bán lẻ của các ngân hàng phản ứng trước sự thay đổi của

lãi suất chính sách, từ đó có thể đưa ra các mức điều chỉnh hợp lý để đạt

được các mục tiêu cuối cùng mà chính sách tiền tệ đề ra như tăng trưởng

kinh tế, điều chỉnh lạm phát, ổn định kinh tế vĩ mô, ổn định hệ thống tài

chính.

Các nghiên cứu về cơ chế truyền dẫn tác động của chính sách tiền tệ ở

Việt Nam trong thời gian qua chủ yếu tìm hiểu tính hiệu quả của chính sách

tiền tệ nói chung, nhưng lại không xem xét cụ thể tác động cụ thể của từng

nhân tố đến hành vi kinh tế, mà đặc biệt là tác động của kênh dẫn truyền lãi

suất-một kênh được xem là truyền thống, cơ bản và quan trọng trong cơ chế

truyền dẫn tiền tệ. Do vậy, việc nghiên cứu quy mô cũng như tốc độ dẫn

truyền từ lãi suất chính sách tiền tệ đến lãi suất bán lẻ trở nên hết sức cần

thiết đặc biệt với nền kinh tế đang phát triển và gặp nhiều khó khăn như ở

Việt Nam.

1.2. Mục tiêu nghiên cứu

Kiểm tra tính hiệu quả của cơ chế dẫn truyền lãi suất có thể có nhiều

cách tiếp cận khác nhau. Với đề tài này, bài nghiên cứu sẽ tiến hành đo

lường quy mô và tốc độ dẫn truyền lãi suất, cụ thể là tốc độ và mức độ phản

ứng của lãi suất bán lẻ trước sự thay đổi của lãi suất chính sách ( lãi suất tái

chiết khấu) và lãi suất thị trường tiền tệ ( lãi suất liên ngân hàng).

Bài nghiên cứu tập trung đánh giá chính sách tiền tệ Việt Nam bằng

cách xem xét hiệu ứng truyền dẫn từ lãi suất chính sách đến lãi suất bán lẻ

trước và sau cuộc khủng khoảng tài chính. Do đó, câu hỏi nghiên cứu trọng

tâm đặt ra là: “ Cuộc khủng hoảng tài chính đã ảnh hưởng đến sự dẫn truyền

từ lãi suất chính sách sang lãi suất thị trường tiền tệ và cuối cùng là lãi suất

bán lẻ như thế nào”

Để trả lời câu hỏi trọng tâm này bài nghiên cứu đặt ra một số câu hỏi có

liên quan như sau:

 Quá trình truyền dẫn từ lãi suất chính sách đến lãi suất thị trường

tiền tệ, và từ lãi suất thị trường tiền tệ đến lãi suất bán lẻ diễn ra

như thế nào?

 Có sự khác biệt giữa tác động cuộc khủng hoảng tài chính tới sự

dẫn truyền lãi suất trong ngắn hạn và dài hạn không

2. Tổng quan các kết quả nghiên cứu trước đây

2.1. Các kênh dẫn truyền tác động của chính sách tiền tệ

Cơ chế dẫn truyền của chính sách tiền tệ, được định nghĩa là tác động

của những thay đổi trong các công cụ chính sách tiền tệ của ngân hàng trung

ương đến thay đổi trong mức giá và sản lượng một quốc gia. Có nhiều quan

điểm khác nhau về cách thức phân chia các kênh dẫn truyền của lãi suất tiền

tệ. Theo Mishkin (1996), có ba kênh dẫn truyền cơ bản của chính sách tiền

tệ: kênh lãi suất truyền thông, kênh giá tài sản và kênh tín dụng. Tuy nhiên,

nhiều nhà kinh tế khác lại thống nhất chia làm năm kênh dẫn truyền : kênh

lãi suất, giá tài sản, tín dụng, kỳ vọng và tỷ giá hối đoái

Trong nghiên cứu này, bài nghiên cứu tập trung vào kênh dẫn truyền lãi

suất. Tuy nhiên, để có thể hiểu rõ hơn quá trình này, chúng ta cần nắm rõ

được sự vận hành của các kênh tác động cụ thể khi lãi suất chính sách thay

đổi

Kênh lãi suất

Kênh lãi suất, theo quan điểm của Keynes, là kênh dẫn truyền truyền

thống và cơ bản bậc nhất. Chính sách tiền tệ mở rộng , đi kèm đó là giảm lãi

suất dẫn đến giảm chi phí vay mượn của doanh nghiệp và người dùng , từ đó

tăng đầu tư và chi tiêu . Khoảng cách giữa tổng cầu và sản lượng gia tăng

khiến cho mức giá và lạm phát tăng theo

Thay đổi trong lãi suất chính sách sẽ dẫn đến sự thay đổi trên lãi suất

trên thị trường liên ngân hàng đầu tiên. Những thay đổi của lãi suất trên thị

trường liên ngân hàng sau đó sẽ gây ra những thay đổi cũa lãi suất cho vay

và lãi suất tiền gửi của các ngân hàng. Những sự thay đổi này có thể được

giải thích một phần bằng hoạt động quản lý danh mục của các định chế tài

chính nhằm mục đích duy trì sự canh tranh và tạo ra lợi nhuận

Tốc độ và mức độ dẫn truyền từ lãi suất chính sách và lãi suất thị

trường tiền tệ đến lãi suất bán lẻ của ngân hàng đặc trưng cho mức độ hiệu

quả của chính sách tiền tệ và qua đó ảnh hưởng đến hệ thống giá cả cũng

như sự ổn định hệ thống tài chính. Kênh lãi suất được coi là một kênh hết

sức quan trọng trong việc truyền dẫn tác động của chính sách tiền tệ tới thị

trường tiền tệ. Tuy nhiên, cũng cần lưu ý rằng để đạt được tác động mong

muốn, chỉ tác động đến lãi suất thị trường liên ngân hàng hay lãi suất của trái

phiếu chính phủ là chưa đủ mà thay vào đó, cần tác động vào tất cả các loại

lãi suất bán lẻ khác nhau của các ngân hàng vì các loại lãi suất này chính là

điều kiện cần thiết để thay đổi hành vi tiêu dùng và đầu tư của các chủ thể

kinh tế.

Kênh tín dụng

Bernanke và Gertler (1995) xác định hai con đường mà qua đó kênh tín

dụng vận hành và tác động đến nền kinh tế. Con đường thứ nhất thông qua

hoạt động cho vay của ngân hàng hay cung về vốn vay của các định chế tài

chính nhận tiền gửi. Con đường thứ nhất thông qua bảng cân đối kế toán của

các hãng, tức chính sách tiền tệ gây ảnh hưởng đến bảng cân đối kế toán của

những người đi vay. Bernanke và Gertle nhấn mạnh rằng kênh tín dụng có

tác dụng bổ trợ và tăng cường tính hiệu quả cho kênh lãi suất.

Khi lãi suất chính sách giảm, các nghĩa vụ nợ của người đi vay giảm đi

và do đó, các ngân hàng sẵn lòng cho vay nhiều hơn vì rủi ro của khách hàng

đã giảm đi nhiều. hệ quả là hoạt động đầu tư tăng lên làm tăng tốc độ phát

tiển kinh tế đồng thời cũng gây ra áp lực lạm phát.

Kênh tỷ giá

Chính sách tiền tệ có thể gây ra sự thay đổi trong tỷ giá và từ đó dẫn

đến sự thay đổi trong giá cả, hoạt động thương mại và đầu tư ( Coricelli và

cộng sự, 2006). Việc giảm lãi suất chính sách thấp sẽ làm các loại lãi suất

nói chung giảm xuống. Lợi tức thu được từ các khoản đầu tư trong nước

giảm tương đối so với các khoản đầu tư ở nước ngoài, dẫn đến dòng vốn

chảy ra ngoài. Do vậy, đồng nội tệ sẽ mất giá so với ngoại tệ làm cho xuất

khẩu tăng lên, nhập khẩu giảm xuống cùng với đó là tổng cầu tăng lên dẫn

đến tăng trưởng kinh tế cao hơn.

Kênh tài sản

Lãi suất giảm làm cho việc đầu tư vào các loại cổ phiếu trở nên hấp dẫn

hơn so với việc đầu tư vào các loại trái phiếu hay các loại tài sản hưởng lãi

suất cố định khác. Việc mọi người đồng loạt tăng đầu tư vào cổ phiếu sẽ làm

tăng giá của loại tài sản này

Kênh kỳ vọng

Kỳ vọng đóng vai trò quan trọng trong cơ chế dẫn truyền tiền tệ. Tác

động của chính sách tiền tệ thông qua kênh kỳ vọng là kém chắc chắn nhất

trong tất cả các kênh do nó phụ thuộc vào cách hiểu của công chúng về sự

thay đổi trong chính sách tiền tệ. Những thay đổi được coi chỉ là tạm thời,

diễn ra trong thời gian ngắn sẽ ít có tác động trong khi đó những thay đổi

được cho là kéo dài trong tương lai sẽ có những tác động mạnh đến hành vi

của doanh nghiệp và hộ gia đình ( Kazaziová, 2010)

2.2. Các khái niệm dẫn truyền lãi suất và cơ chế dẫn truyền lãi suất

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

tế trong hơn năm mươi năm qua. Việc định nghĩa “ quá trình dẫn truyền lãi

suất” trong nền kinh tế, nhìn chung, nhận được sự đồng thuận nhất trí cao

của các nhà nghiên cứu trên thế giới. Trong nghiên cứu này, quá trình dẫn

truyền lãi suất được định nghĩa, theo Qayyum và Khawaya (2005), Ozdemir

(2009), là quá trình mà trong đó lãi suất bán lẻ ( lãi suất cho vay và lãi suất

tiền gửi) của các ngân hàng điều chỉnh trước sự thay đổi của lãi suất chính

sách hay lãi suất thị trường tiền tệ, quá trình này gồn hai yếu tố đặc trưng là

mức độ và tốc độ điều chỉnh của lãi suất bán lẻ.

Khái niệm “ mức chuyển hoàn toàn” hàm ý rằng khi lãi suất chính sách

tăng lên ( hay giảm đi) bao nhiêu phần trăm thì lãi suất bán lẻ cũng tăng lên (

hay giảm đi) bấy nhiêu phần trăm. Tương tự, thuật ngữ “ mức chuyển không

hoàn toàn” hàm ý rằng lãi suất bán lẻ thay đổi một lượng ít hơn so với thay

đổi trong lãi suất chính sách

2.3. Những nghiên cứu về mặt thực nghiệm trên thế giới

Một trong những nghiên cứu tiên phong trên thế giới trong vấn đề đo

lường sự dẫn truyền lãi suất là bản báo cáo của BIS (1994). Trong bản báo

cáo này, BIS đã chỉ ra những khác biệt lớn trong cơ chế dẫn truyền chính

sách tiền tệ trong khu vực đồng Euro và cũng cho thấy rằng lãi suất cho

doanh nghiệp vay ngắn hạn rất cứng nhắc. Những phát hiện này khởi đầu

cho một cuộc tranh luận về hiệu quả của cơ chế dẫn truyền lãi suất – một

công cụ quan trọng của chính sách tiền tệ. Sau nghiên cứu của BIS (1994),

nhiều nghiên cứu đã cố gắng tìm kiếm các nhân tố có thể giải thích cho sự

cứng nhắc của lãi suất cho vay. Trong số các nghiên cứu này phải kể đến

Cottarelli và Kourelis (1994), các tác giả này đã củng cố phát hiện của BIS

(1994) về sự cứng nhắc của lãi suất và cho rằng mức chuyển lãi suất phụ

thuộc chủ yếu vào các yếu tố như mức độ phát triển và độ mở của hệ thống

tài chính, mức độ tập trung trong hệ thống ngân hàng, lạm phát, mức độ ổn

định của thị trường tiền tệ và các chi phí của ngân hàng.

Clauria và Johann (2007) so sánh quá trình truyền dẫn giữa khu vực

đồng tiền chung châu Âu và Mỹ. Sự truyền dẫn không hoàn toàn đối với lãi

suất bán lẻ trong dài hạn sẽ ảnh hưởng đến sự ổn định trong nền kinh tế vĩ

mô ở các điều kiện thị trường khác nhau. Tác giả đã xây dựng các phương

trình nhằm xác định sự cân bằng với kỳ vọng hợp lý dựa trên một số mô hình

và phương trình phổ biến như: mô hình chu kỳ kinh doanh chuẩn theo quan

điểm kinh tế học Keynes mới, phương trình Euler, đường cong Phillips,…,

để rồi xem xét công thức tối đa hóa lợi nhuận của ngân hàng, đánh giá hành

vi các hộ gia đình, hành vi các doanh nghiệp, đo lường phản ứng chính sách

tiền tệ, từ đó phân tích ảnh hưởng hiệu ứng truyền dẫn lãi suất đến đặc tính

cân bằng của mô hình. Tác giả sử dụng mô hình hồi quy tương quan trễ,

cùng với kiểm định nghiệm đơn vị và kiểm định đồng liên kết so sánh thực

nghiệm hiệu ứng truyền dẫn lãi suất giữa khu vực đồng tiền chung châu Âu

và Mỹ. Cuối cùng, tác giả cho rằng sự ảnh hưởng chính sách tiền tệ lên tổng

cầu và lạm phát phụ thuộc vào mức độ thay đổi trong lãi suất chính sách

được truyền dẫn đến lãi suất thị trường và lãi suất bán lẻ. Các ước lượng

thực nghiệm chỉ ra rằng kết quả này đặc biệt phù hợp với hệ thống tài chính

dựa trên ngân hàng, điển hình là khu vực đồng Euro. Tuy nhiên, tác giả chưa

thể đưa ra một kết luận chắc chắn về hệ số hồi quy của lãi suất và tác động

của chúng đến ổn định kinh tế vĩ mô.

Các nghiên cứu từ BIS (1994) và Cottarelli và Kourelis (1994) trở về

trước chủ yếu tập trung vào thị trường Mỹ. Tuy nhiên, từ sau khi đồng tiền

chung châu Âu ra đời, các nghiên cứu về sự dẫn truyền lãi suất lại chủ yếu

tập trung vào khu vực đồng Euro. Như nghiên cứu của Michiel và cộng sự

(2008) đã phân tích tác động từ sự cạnh tranh trên thị trường cho vay đối với

các ngân hàng khu vực châu Âu trong giai đoạn 1994-2004, tác giả đã sử

dụng các phương pháp mới trong bài gọi là “Boone indicator”. Tác giả đã

tìm thấy những bằng chứng cho thấy sự cạnh tranh khốc liệt giữa ngân hàng

và lãi suất thị trường đối với phần lớn thị trường sản phẩm cho vay. Tác giả

sử dụng mô hình hiệu chỉnh sai số (ECM) để đo lường tác động của sự cạnh

tranh trong sự truyền dẫn từ lãi suất thị trường đến lãi suất ngân hàng và tìm

ra khuynh hướng định giá những khoản vay phù hợp hơn ở các quốc gia có

sự cạnh tranh mạnh mẽ. Nghiên cứu cho thấy các ngân hàng có sự cạnh tranh

mạnh mẽ trên thị trường cho vay (lãi suất ngân hàng thấp hơn) với kỳ hạn

tiền gửi, điều này cho thấy sức ép cạnh tranh mạnh mẽ ở thị trường cho vay

hơn thị trường tiền gửi. Trong các nước ở khu vực đồng Euro, lãi suất ngân

hàng áp dụng cho các khoản vay thế chấp, vay tiêu dùng và cho vay ngắn

hạn cho các doanh nghiệp thì thấp hơn đáng kể ở những thị trường cạnh

tranh cao. Sự cạnh tranh mạnh mẽ, do đó phúc lợi xã hội được cải thiện. Các

ngân hàng đã bù đắp cho sự cạnh tranh thị trường cho vay mạnh hơn bằng

cách giảm lãi suất huy động. Mặt khác, tác giả cũng theo dõi thấy lãi suất

ngân hàng trên thị trường cạnh tranh cao sẽ phản ứng mạnh mẽ hơn đối với

sự thay đổi của lãi suất thị trường. Từ đó tác giả đưa ra những phương pháp

để gia tăng mức độ cạnh tranh giữa các ngân hàng trong khu vực Euro để từ

đó đưa ra những chính sách tiền tệ hiệu quả hơn.

Marco A. Espinosa, Vega Alessandro Rebucci (2003) đã tiến hành

phân tích thực nghiệm quá trình truyền dẫn từ sự thay đổi lãi suất thị trường

tiền tệ đến lãi suất tiền gửi và lãi suất cho vay ở Chile, Mỹ, Canada, Úc, New

Zealand và 5 nước châu Âu. Tác giả đã tập hợp dữ liệu hàng tháng từ năm

1993-2002 để so sánh thì thấy rằng quá trình truyền dẫn ở Chile thì không

điển hình. Để đo lường mối liên hệ giữa lãi suất bán lẻ của ngân hàng với lãi

suất trên thị trường tiền tệ thì đầu tiên tác giả đã xây dựng mô hình tự tương

quan có phân phối trễ (ADL), tiếp đến tác giả biểu diễn lại tham số và ước

lượng mô hình hiệu chỉnh sai số (ECM) dựa trên mô hình (ADL). Kết quả

thực nghiệm chỉ ra rằng trong dài hạn sự truyền dẫn lãi suất ở Chile là không

hoàn toàn, dễ thay đổi và ít liên tục hơn các quốc gia khác, song sự truyền

dẫn trong ngắn hạn lại nhanh và có tác động lớn hơn các quốc gia khác. Kết

quả cho thấy sự khác biệt giữa Chile và các nước khác chủ yếu do những

những cú sốc bên ngoài, chứ không phải do sự khác biệt về sức mạnh thị

trường trong hệ thống ngân hàng. Tuy nhiên bài nghiên cứu đã không chứng

minh được sự biến đổi linh hoạt của chế độ tỷ giá năm 1999 và những mục

tiêu lãi suất thực của Chile trong năm 2001 có tác động quan trọng đến quá

trình truyền dẫn lãi suất.

Jusús Crespo – Cuaresma và Balázs Égert (2004) đã nghiên cứu các đặc

tính của sự truyền dẫn lãi suất tại Đông Âu bao gồm Cộng Hòa Séc, Hungary

và Ba Lan. Sử dụng mô hình hồi quy tự phân phối (ADRL), tác giả đã đo

lường độ co giãn của lãi suất thị trường trong dài hạn đối với sự thay đổi của

chính sách quan trọng, sự khác biệt đáng kể được tìm thấy trên lãi suất thị

trường ở các quốc gia. Ở Ba Lan thì có sự truyền dẫn hoàn toàn đối với tất cả

lãi suất thị trường, trong khi ở Hungary thì có sự truyền dẫn hoàn toàn đối

với một vài loại lãi suất thị trường, còn ở Cộng Hòa Séc thì sự truyền dẫn lại

không hoàn toàn ngoại trừ lãi suất liên ngân hàng. Đối với các loại lãi suất

thị trường, có sự truyền dẫn hoàn toàn đối với lãi suất liên ngân hàng 1

tháng, lãi suất cho vay ngắn và dài hạn đối với các tổ chức không phải ngân

hàng và lãi suất trái phiếu chính phủ trên 12 tháng. Sự truyền dẫn không

hoàn toàn đối với lãi suất tiền gửi ngắn hạn và dài hạn đối với tổ chức ngoài

ngân hàng và lãi suất trái phiếu chính phủ 5 năm. Điều đó đã dẫn đến một

chiến lược khá khó khăn để kích thích tiết kiệm bằng cách tăng lãi suất.

Đồng thời nghiên cứu đã chỉ ra sự khác biệt đáng kể ở các quốc gia trong sự

truyền dẫn từ lãi suất chính sách đến lãi suất thị trường tiền tệ. Tại Hungary

biên độ dao động trong dài hạn thì ổn định từ tháng 1/2000 đến tháng 5/2002

(hoặc tháng 6/2003), mặc dù việc mở rộng biên độ trong tỷ giá so với đồng

euro trong mùa xuân năm 2001 từ +/-2.25% lên +/- 15%. Ngược lai, tại

Cộng Hòa Séc thì biên độ dao động của lãi suất thị trường trong dài hạn có

xu hướng tăng với mức độ tương đối thấp. Hiện tượng này có thể giải thích

do sự cạnh tranh các ngân hàng, đặc biệt là sau khi các ngân hàng lớn ở nước

ngoài thực hiện cổ phần hóa. Cách giải thích khác đó là quy mô của truyền

dẫn lãi suất như là một bộ phận của chính sách tiền tệ. Đối với Cộng Hòa

Séc, biên độ dao động của lãi suất liên ngân hàng kỳ hạn 1 tháng không tăng

cho đến giữa năm 2002, trái với hầu hết lãi suất thị trường khác. Ở Ba Lan,

có sự thay đổi rõ rệt đối với lãi suất cho vay và lãi suất trái phiếu chính phủ.

Lãi suất cho vay cho thấy vượt đáng kể trong giai đoạn tăng lãi suất trong

năm 2000. Có lẽ hiện tượng vượt mức này càng làm tăng hạn chế việc thắt

chặt tiền tệ, góp phần vào việc giảm vốn đầu tư.

Như vậy, tác giả cho thấy sự truyền dẫn hoàn toàn đối với một vài lãi

suất ở Ba Lan, còn ở Cộng Hòa Séc và Hungary thì sự truyền dẫn lại không

hòan toàn.

Mặc dù đã có rất nhiều nghiên cứu về các nền kinh tế đã phát triển, số

lượng nghiên cứu ở các nền kinh tế mới nổi và đang phát triển còn khá

khiêm tốn. Barry Scholnick (1996) giải thích việc này với lý do “các nước

đang phát triển thưởng thiếu các số liệu cần thiết. Trong nghiên cứu của

mình Barry Scholnick (1996) đã sử dụng mô hình hiệu chỉnh sai số bất đối

xứng để nghiên cứu về hai nước trong khu vực Đông Nam Á là Malaysia và

Singapore giai đoạn 1983-1994. Phát hiện chính của nghiên cứu này là lãi

suất tiền gửi tỏ ra cứng nhắc khi điều chỉnh lên hơn là khi điều chỉnh xuống.

Điều này có nghĩa là các ngân hàng ở hai nước này điều chỉnh lãi suất tiền

gửi giảm xuống nhanh hơn là điều chỉnh tăng lên.

Trong cuộc khủng hoảng tài chính thì liên kết giữa lãi suất chính sách

và lãi suất thị trường bị suy yếu do mức chênh lệch lãi suất để bù đắp rủi ro

lớn và dễ biến động cùng với sự khó khăn trong tiếp cận vốn dài hạn. Ngoài

ra cuộc khủng hoảng cũng làm cho tính đồng nhất trong dẫn truyền ở các

khu vực bị suy yếu.

Pih Nee Tai và cộng sự (2012) nghiên cứu đánh giá hiệu quả của của cơ

chế truyền dẫn lãi suất từ lãi suất thị trường tiền tệ đến lãi suất liên ngân

hàng ở một số nước châu Á. Tác giả sử dụng mô hình hồi quy nhằm đánh giá

mức độ của sự truyền dẫn từ lãi suất chính sách tiền tệ sang lãi suất huy động

và lãi suất cho vay ở một số nước thời điểm trước và sau khủng hoảng năm

1997. Các kết quả nghiên cứu cho thấy lãi suất truyền tải từ lãi suất trên thị

trường tiền tệ sang lãi suất huy động và lãi suất cho vay ở các nền kinh tế là

rất chậm chạp. Không có nhiều sự khác biệt giữa sự dẫn truyền lãi suất sang

lãi suất huy động so với sự dẫn truyền sang lãi suất cho vay nhưng sự dẫn

truyền sang lãi suất tiền gửi cao hơn so với sự dẫn truyền sang lãi suất cho

vay. Đa số các nước đều có sự điều chỉnh nhẹ lãi suất sau khủng hoảng năm

1997, điều đó cho thấy chính sách tiền tệ không hiệu quả và thị trường tài

chính không hoàn hảo cũng như sự hội nhập tài chính của những nước này

còn ở mức độ thấp ngoại trừ Malaysia. Các kết quả chỉ ra rằng sự dẫn truyền

từ lãi suất chính sách sang lãi suất liên ngân hàng ở châu Á còn khó khăn. Từ

khía cạnh chính sách tiền tệ, tác giả hầu như không tìm thấy bằng chứng về

hiệu quả của chính sách tiền tệ ở châu Á như dẫn truyền lãi suất sang lãi suất

cho vay và lãi suất huy động còn giữ mức thấp ở nhiều nền kinh tế, một vài

nền kinh tế thậm chí còn giảm mức dẫn truyền lãi suất sau khủng hoảng. Ở

những nền kinh tế này chính sách lãi suất ít tác động đến lãi suất huy động

và lãi suất cho vay. Điều này cho thấy chính phủ không thể kiểm soát hiệu

quả lãi suất thị trường thông qua chính sách lãi suất trong quá trình đưa nền

kinh tế đạt được các mục tiêu về chính sách. Thị trường tài chính không

hoàn hảo và thiếu sự hội nhập tài chính.

Clemens Jobst và Claudia Kwapil (2008) nghiên cứu sự dẫn truyền của

lãi suất thị trường tiền tệ tới lãi suất bán lẻ ở Áo có bị ảnh hưởng bởi cuộc

khủng hoảng tài chính toàn cầu 2007 hay không. Thông qua kết quả các cuộc

khảo sát và các vấn đề tồn tại trong hệ thống liên ngân hàng cho thấy ngân

hàng gặp khó khăn trong việc gia tăng nguồn vốn trong thị trường tiền tệ và

thị trường vốn . Tác giả sử dụng mô hình hiệu chỉnh sai số ECM để đo lường

sự truyền dẫn từ lãi suất thị trường tiền tệ đến lãi suất cho vay và đánh giá

tác động cuộc khủng hoảng lên sự dẩn truyền đến lãi suất cho vay bằng cách

so sánh giá trị ước tính từ dữ liệu trong quá khứ với giá trị thực tế hiện tại

của lãi suất. Kết quả cho thấy cuộc khủng hoảng tài chính toàn cầu đã làm

cho các ngân hàng gặp khó khăn trong việc huy động vốn ở thị trường tiền tệ

và thị trường vốn, chi phí huy động vốn gia tăng đã đẩy lãi suất bán lẻ tăng

cao hơn. Tác giả đã không có bằng chứng cho việc lãi suất tăng cao hơn bình

thưởng khi xảy ra khủng hoảng. Có vẻ như những chi phí gia tăng như chi

phí phát hành trái phiếu ngân hàng đã không được truyền dẫn trong lãi suất

cho vay. Có một số loại khoản vay mà lãi suất cho vay ngắn hạn nằm dưới

đường lãi suất kỳ vọng. Điều này có thể được giải thích là do một sự thỏa

thuận ngầm định khá phổ biến của các ngân hàng ở Áo với khách hàng khi

cố gắng làm mượt lãi suất để tránh biến động lớn cho khách hàng. Thêm vào

đó, kết quả cho thấy các ngân hàng cũng có sự phân loại khách hàng. Sự dẫn

truyền vẫn không thay đổi cho một nhóm khách hàng, tuy nhiên đối với một

số nhóm khách hàng khác như vay mua nhà, vay kinh doanh với kỳ hạn cố

định thì lãi suất cho vay lại thay đổi tương ứng với sự thay đổi của lãi suất

thị trường tiền tệ. Nhìn chung, sự truyền dẫn từ lãi suất thị trường đến lãi

suất cho vay đã suy yếu trong ngắn hạn khi cuộc khủng hoảng tài chính bùng

nổ. Tuy nhiên, tác giả lại không thể kết luận có một sự chênh lệch lớn so với

xu hướng trong quá khứ.

Stelios Karagiannis, Yannis Panagopoulos và cộng sự (2010) xem xét

cơ chế truyền dẫn lãi suất ở khu vực Châu Âu và Mỹ, đặc biệt trong giai

đoạn căng thẳng thị trường tài chính gần đây. Đối với một chính sách tiền tệ

hiệu quả, sự thay đổi trong lãi suất chính sách ngân hàng trung ương được

truyền dẫn đến lãi suất bán lẻ, và cuối cùng tác động đến người tiêu dùng, lãi

suất cho vay. Tác giả tìm hiểu quá trình truyền dẫn lãi suất ở hai nền kinh tế

lớn này là đối xứng hay bất đối xứng. Bên cạnh đó, tác giả cũng xem xét tốc

độ và quy mô truyền dẫn những thay đổi trong lãi suất chính sách và thị

trường tiền tệ sang lãi suất bán lẻ ngân hàng. Tác giả sử dụng mô hình phân

nhóm biến số từ tổng quát đến đơn giản GETS để ước lượng và rút ra suy

luận về độ co giãn lãi suất ngắn hạn và dài hạn cũng như sự cứng nhắc lên

xuống của cơ chế truyền dẫn lãi suất. Kết quả cho thấy ở khu vực châu Âu,

có một sự truyền dẫn hiệu quả từ lãi suất thị trường tiền tệ liên ngân hàng tới

lãi suất bán lẻ (đặc biệt là lãi suất cho vay). Ở Mỹ lãi suất ngân hàng trung

ương được truyền dẫn hiệu quả hơn lãi suất thị trường tiền tệ. Sự truyền dẫn

lãi suất gần như là hoàn toàn trong dài hạn nếu đó là sự dẫn truyền từ lãi suất

ngân hàng trung ương đến lãi suất tiền gửi. Xét về hiệu quả sự thay đổi lãi

suất chính sách đến lãi suất bán lẻ, thì đối với khu vực châu Âu: Các ngân

hàng có xu hướng tác động giảm của lãi suất thị trường tiền tệ tới khách

hàng gửi tiền và tăng lãi suất cho vay tương ứng tới sự thay đổi của lãi suất

thị trường tiền tệ hơn là giảm theo tương ứng. Còn ở Mỹ thì ngân hàng giảm

lãi suất tiền gửi theo lãi suất gốc của ngân hàng trung ương và giảm lãi suất

cho vay theo thay đổi của lãi suất ngân hàng trung ương nhiều hơn là tăng

Yannis Panagopoulos và Aristotelis (2012) xem xét sự điều chỉnh lãi

suất (tính đồng nhất và ít đồng nhất) ở khu vực châu Âu trước và trong cuộc

khủng hoảng tài chính. Phương pháp tiếp cận đưa vào hệ số mới, được gọi là

“speed adjusted Elastricity ratio” (SAER). Hệ số này nghiên cứu thời gian

cần thiết cho sự tăng hay giảm lãi suất (lãi suất thị trường tiền tệ) để điều

chỉnh về lãi suất bán lẻ trong thị trường cho vay và thế chấp của 12 nước

thành viên trong khu vực châu Âu. Trước cuộc khủng hoảng tài chính sự

điều chỉnh lãi suất giữa các nước trong khu vực đồng Euro thiếu tính đồng

nhất, và trong cuộc khủng hoảng tài chính sự điều chỉnh này càng ít tính

đồng nhất. Loại thông tin này về mặt định tính và định lượng rất hữu ích đối

với nhà quản lý trong việc giám sát và quản lý tính hiệu quả chính sách tiền

tệ trong khu vực đồng Euro.

3. Phương pháp nghiên cứu và dữ liệu

3.1. Phương pháp nghiên cứu

Bài nghiên cứu tiến hành tiếp cận vấn đề từ gốc độ vĩ mô, tức là sử

dụng số liệu tổng hợp của nền kinh tế để đo lường tốc độ và quy mô của quá

trình dẫn truyền từ lãi suất chính sách (lãi suất tái chiết khấu) đến lãi suất thị

trường tiền tệ (lãi suất liên ngân hàng), và từ lãi suất thị trường tiền tệ (lãi

suất liên ngân hàng) truyền dẫn đến lãi suất tiền gửi và cho vay giai đoạn

trước và sau cuộc khủng hoảng tài chính năm 2007.

Bài nghiên sử dụng mô hình hiệu hiệu chỉnh sai số ECM vì mô hình

này vừa đo lường được sự dẫn truyền trong dài hạn vừa ước lượng được mức

độ điều chỉnh lãi suất trong ngắn hạn cũng như cơ chế điều chỉnh lãi suất về

mức cân bằng dài hạn.

Bài nghiên cứu xây dựng mô hình định lượng ở Việt Nam như sau:

Xây dựng mô hình truyền dẫn dựa trên cách tiếp cận theo chi phí vốn, là

phương pháp dựa vào chi phí vốn vay, tức lãi suất thị trường tiền tệ để xem

xét mức độ thay đổi của lãi suất cho vay và lãi suất tiền gửi của ngân hàng.

Do vậy quá trình dẫn truyền sẽ được phân làm hai giai đoạn:

 Thứ nhất: Xem xét riêng biệt hiệu ứng truyền dẫn từ lãi suất chính

sách (lãi suất tái chiết khấu) đến lãi suất thị trường tiền tệ (lãi suất liên

ngân hàng) và giai đoạn hai là từ lãi suất thị trường tiền tệ ( lãi suất

liên ngân hàng) đến lãi suất bán lẻ (lãi suất tiền gửi và lãi suất cho

vay).

 Nếu các chuỗi lãi suất là dừng ở sai phân bậc 1, và không tồn tại

đồng liên kết giữa cặp lãi suất đang xét, thì mô hình hồi quy sẽ

là mô hình ADL có thay đổi biến (Autoregressive Distributed-

lag using changes of the variables)

Trong đó, sự truyền dẫn ngắn hạn (trực tiếp) là hệ số . Sự truyền

dẫn dài hạn được tính như sau:

 Nếu các chuỗi lãi suất là dừng ở sai phân bậc 1 và có đồng liên

kết thì ước lượng OLS trong trường hợp này là ước lượng siêu

vững. Vì vậy ta sẽ dùng mô hình OLS để ước lượng mức độ

truyền dẫn trong dài hạn.

Trong đó, độ chuyển dài hạn là hệ số

 Thứ hai: Kiểm định cơ chế điều chỉnh lãi suất trong ngắn hạn bằng mô

hình hiệu chỉnh sai số ECM (Error Correction Model), và lấy biến trễ

tổng quát theo mô hình ADL (Autoregressive Distributed-Lag)

Trong đó: Sự truyền dẫn ngắn hạn (trực tiếp) là hệ số . Còn

chính là sai số hiệu chỉnh của mô hình ECM.

Khi chạy mô hình thực nghiệm, các biến x và y ở trên được thay thế

bằng các biến lãi suất tương ứng phù hơp. Khi đó, các hệ số ở trên có ý nghĩa

như sau:

 Hệ số truyền dẫn dài hạn hoặc cho biết sự thay đổi trong

dài hạn của lãi suất thị trường tiền tệ và lãi suất bán lẻ trước một

sự thay đổi của lãi suất chính sách và lãi suất thị trường tiền tệ

tương ứng. Nếu hệ số này bằng 1 thì coi như mức chuyển lãi suất

trong dài hạn là hoàn toàn.

 Hệ số mức chuyển ngắn hạn cho biết mức độ điều chỉnh của lãi

suất y trước sự thay đổi của lãi suất x trong cùng thời. Ở đây ta

cũng có sự dẫn truyền hoàn toàn và không hoàn toàn sẽ tương

ứng với =1 và <1

 Hệ số điều chỉnh sai số cho thấy mức điều chỉnh về trạng

thái cân bằng dài hạn của các loại lãi suất trong mỗi thời kỳ.

3.2. Dữ liệu nghiên cứu

Khi nghiên cứu về một biến số thưởng xuyên thay đổi như lãi suất thì số

liệu theo tháng là hợp lý vì số liệu theo quý hay theo năm thưởng có khuynh

hướng san bằng các biến động trong ngắn hạn của lãi suất. Mặt khác, việc sử

dụng lãi suất theo quý hoặc theo năm sẽ khiến cho số quan sát của mẫu số

liệu ít hơn khi sử dụng số liệu theo tháng, dễ dẫn đến mô hình hồi quy không

chính xác.

 Lãi suất tái chiết khấu được sử dụng làm đại diện cho lãi suất chính

sách vì điều chỉnh lãi suất tái chiết khấu là một trong những công cụ

chính của chính sách tiền tệ ở Việt Nam.

 Do ở Việt Nam thị trường tài chính phát triển chưa hoàn thiện nên lãi

suất liên ngân hàng VNIBOR sẽ được sử dụng để đại diện cho lãi suất

thị trường tiền tệ. Bài nghiên cứu sử dụng lãi suất VNIBOR kỳ hạn 1

tháng và 3 tháng.

 Lãi suất bán lẻ gồm lãi suất tiền gửi và cho vay ngắn hạn lấy sô liệu

tổng hợp từ IFS.

Bảng 3.2.1: Dữ liệu lãi suất tại Việt Nam.

Nguồn Tên lãi suất Ký hiệu Cách tính số liệu

Lãi suất tái chiết Lấy giá trị cuối tháng. Tính theo SBV Tck khấu %/năm

Lãi suất bình

Lấy giá trị cuối tháng. Tính theo quân liên ngân SBV Ib1, Ib3 %/năm hàng (1 tháng

và 3 tháng)

Tính trung bình cuối kỳ các khoản

tiền gửi kỳ hạn 3 tháng của 4 ngân IFS Lãi suất tiền gửi Dr hàng thương mại lớn. Tính theo

%/năm

Tính trung bình cuối kỳ các khoản

cho vay ngắn hạn (dưới 12 tháng) IFS Lãi suất cho vay Lr của 4 ngân hàng thương mại lớn.

Tính theo %/năm

4. Kết quả nghiên cứu

4.1. Đo lường sự dẫn truyền lãi suất ở Việt Nam giai đoạn 7/2004-

11/2012

 Kiểm định nghiệm đơn vị

Bảng 4.1.1: Kiểm định tính dừng dữ liệu ở Việt Nam giai đoạn

7/2004-11/2012

Lãi suất ADF test PP test

Dr -2.212967 [5] -2.388142

DDr -5.218581*** [4] -5.349131*** Lãi suất

bán lẻ Lr -2.428909 [5] -2.551245

DLr -5.268621*** [4] -6.663806***

Tck -2.260838 [2] -2.061085 Lãi suất

chính sách Dtck -7.552799*** [0] -7.767311***

Ib1 -2.358129 [2] -2.538075

Dib1 -12.10705*** [0] -11.97227*** Lãi suất thị

trường Ib3 -3.292880* [4] -2.752390

Dib3 -11.34214*** [0] -11.25219***

Ghi chú:

D là kí hiệu cho sai phân bậc 1 của chuỗi lãi suất tương ứng, viết tắt là

I(1).

Giả thuyết Ho: Chuỗi dữ liệu có nghiệm đơn vị (tức là không có tính

dừng). Ký hiệu ***, **, * cho biết mức ý nghĩa lần lượt 1%, 5 % hoặc 10%.

Tất cả kiểm định hầu như đều có hệ số chặn và không có tính xu hướng

trong chuỗi dữ liệu. Kiểm định ADF lấy độ trễ tối đa là 8, sử dụng tiêu

chuẩn AkaikeInfoCriterion (AIC) để chọn độ trễ tối ưu (ở bên cạnh).

Theo kết quả kiểm định, hầu hết các chuỗi lãi suất ở Việt Nam trong

giai đoạn 7/2004-11/2012 đều không dừng ở chuỗi gốc và đều dừng khi lấy

sai phân bậc 1 với mức ý nghĩa là 1%. Đặc biệt, khi xét đến chuỗi Ib3 (lãi

suất liên ngân hàng kỳ hạn 3 tháng), tôi thấy có sự mâu thuẫn giữa hai kiểm

định ADF và PP khi kiểm định ở chuỗi gốc. Mặt khác khi lấy sai phân của

chuỗi dữ liệu này thì nó dừng với mức ý nghĩa là 1% với cả hai loại kiểm

định trên. Vì thế, để cho chắc chắn, tôi chấp nhận chuỗi dữ liệu Ib3 không

dừng ở chuỗi gốc và dừng ở sai phân bậc 1.

 Kiểm định đồng liên kết

Do các chuỗi lãi suất đều là chuỗi I(1) nên ta tiến hành kiểm định mối

quan hệ đồng liên kết giữa các cặp lãi suất.

Bảng 4.1.2: Kiểm định đồng liên kết giữa lãi suất tái chiết khấu với lãi

suất liên ngân hàng kỳ hạn 1 tháng và 3 tháng ở Việt Nam giai đoạn

7/2004-11/2012.

TCK

ADF PP

Ib1 -3.217990*** [2] -3.947448***

Ib3 -4.822263*** [0] -5.016950***

Bảng 4.1.3: Kiểm định đồng liên kết giữa lãi suất liên ngân hàng kỳ hạn

1 tháng và 3 tháng với lãi suất tiền gửi và cho vay ở Việt Nam giai đoạn

7/2004-11/2012.

Ib1 Ib3

ADF PP ADF PP

Dr -3.820757*** [1] -5.495385*** -4.554022*** [4] -6.823087***

Lr -3.790724*** [1] -5.340366*** -4.439839* [8] -5.717178***

Ghi chú

Giả thiết Ho là có nghiệm đơn vị giữa hai chuỗi lãi suất (tức không tồn

tại mối quan hệ đồng liên kết giữa hai chuỗi). Ký hiệu ***, **, * cho biết

mức ý nghĩa lần lượt 1%, 5 % hoặc 10%. Tất cả kiểm định hầu hết đều

không có hệ số chặn và không có tính xu hướng. Kiểm định ADF lấy độ trễ

tối đa là 8, sử dụng tiêu chuẩn AIC để chọn độ trễ tối ưu (ở bên cạnh).

 Giữa lãi suất tái chiết khấu và lãi suất liên ngân hàng kỳ hạn 1 tháng và

Từ bảng 4.1.2 và bảng 4.1.3 ta thấy:

3 tháng đều có mối quan hệ đồng liên kết với mức ý nghĩa là 1%.Do đó, ta sử

dụng mô hình OLS và ECM-ADL để đo lường sự truyền dẫn. Độ trễ tối đa là

 Giữa lãi suất liên ngân hàng kỳ hạn 1 tháng và 3 tháng và lãi suất tiền

gửi cũng như lãi suất cho vay đềucó mối quan hệ đồng liên kết với mức ý

nghĩa là 1%. Vì thế,ta cũng sử dụng mô hình OLS và ECM-ADL để đo lường

sự truyền dẫn. Độ trễ tối đa là 8.

 Kết quả sự dẫn truyền từ lãi suất chính sách đến lãi suất thị

trường tiền tệ

Bảng 4.1.4: Truyền dẫn lãi suất tái chiết khấu đến lãi suất liên ngân

hàng kỳ hạn 1 tháng và 3 thángở Việt Nam giai đoạn 7/2004-11/2012

Tck

Truyền dẫn trực tiếp Sai số hiệu chỉnh Truyền dẫn dài hạn

1.008052 -0.438602 0.750097 Ib1

0.283949 -0.324269 0.702937 Ib3

 Truyền dẫn từ lãi suất tái chiết khấu tới lãi suất liên ngân hàng kỳ hạn 1

tháng:

 Trong dài hạn, sự truyền dẫn từ lãi suất tái chiết khấu tới lãi suất liên ngân

hàng kỳ hạn 1 tháng ở mức khá cao, đạt mức 0.75, tức là khi lãi suất tái chiết

khấu tăng (giảm) 1% thì lãi suất liên ngân hàng kỳ hạn 1 tháng sẽ tăng (giảm)

tương ứng 0.75%.

 Trong ngắn hạn, sự dẫn truyền trực tiếp từ lãi suất tái chiết khấu tới lãi

suất liên ngân hàng kỳ hạn 1 tháng ở mức hoàn toàn (1.00), tức là khi lãi suất

tái chiết khấu tăng (giảm) 1% thì lãi suất liên ngân hàng kỳ hạn 1 tháng sẽ

tăng (giảm) tương ứng 1%. Mặt khác, trong ngắn hạn, sự hiệu chỉnh cũng ở

mức khá cao đối với đường cân bằng trong dài hạn (-0.438), tức là trong

tháng tiếp theo, sự thay đổi của lãi suất liên ngân hàng kỳ hạn 1 tháng sẽ

được điều chỉnh gần 44% tác động để đưa sự truyền dẫn về trạng thái cân

bằng trong dài hạn. Như vậy, có thể thấy lãi suất liên ngân hàng kỳ hạn 1

tháng rất nhạy cảm với thay đổi lãi suất tái chiết khấu trong ngắn hạn cũng

như trong dài hạn.

Giải thích tương tự đối với sự truyền dẫn từ lãi suất tái chiết khấu tới lãi

suất liên ngân hàng kỳ hạn 3 tháng:

 Trong dài hạn, sự dẫn truyền từ lãi suất tái chiết khấu cũng đạt mức

khá cao (0.703), cho thấy khi lãi suất tái chiết khấu tăng (giảm) 1% thì lãi

suất liên ngân hàng kỳ hạn 3 tháng sẽ tăng (giảm) tương ứng 0.703%. Điều

này cho thấy lãi suất liên ngân hàng kỳ hạn 3 tháng khá nhạy cảm với thay

đổi lãi suất tái chiết khấu trong dài hạn.

 Trong ngắn hạn sự dẫn truyền trực tiếp từ lãi suất tái chiết khấu tới lãi

suất liên ngân hàng kỳ hạn 3 tháng ở mức khá thấp (0.284), tức là khi lãi suất

tái chiết khấu tăng (giảm) 1% thì lãi suất liên ngân hàng kỳ hạn 1 tháng sẽ

tăng (giảm) tương ứng 0.284%. Tuy nhiên, sự hiệu chỉnh trong ngắn hạn

cũng ở lại khá cao đối với đường cân bằng trong dài hạn (-0.324), tức là

trong tháng tiếp theo, sự thay đổi của lãi suất liên ngân hàng kỳ hạn 3 tháng

sẽ được điều chỉnh gần 32.4% tác động để đưa sự truyền dẫn về trạng thái

cân bằng trong dài hạn. Như vậy, có thể thấy lãi suất liên ngân hàng kỳ hạn 3

tháng ít nhạy cảm với thay đổi lãi suất tái chiết khấu trong ngắn hạn.

 Kết quả sự dẫn truyền từ lãi suất liên ngân hàng kỳ hạn 1 tháng và

3 tháng đến lãi suất tiền gửi và lãi suất cho vay

Bảng 4.1.5: Truyền dẫn lãi suất liên ngân hàng kỳ hạn 1 tháng và 3

tháng đến lãi suất tiền gửi và lãi suất cho vay ở Việt Nam giai đoạn

7/2004-11/2012

Ib1 Ib3

Truyền Sai số hiệu Truyền Truyền Sai số Truyền

dẫn trực chỉnh dẫn dài dẫn trực hiệu chỉnh dẫn dài

tiếp hạn tiếp hạn

Dr 0.186349 -0.136578 0.863268 0.231206 -0.268041 1.032833

Lr 0.076447 -0.179547 0.763794 0.127826 -0.238605 0.913605

Truyền dẫn từ lãi suất liên ngân hàng kỳ hạn 1 tháng tới lãi suất bán lẻ:

 Trong dài hạn, sự truyền dẫn của lãi suất liên ngân hàng kỳ hạn 1

tháng đến lãi suất bán lẻ ở mức khá cao. Đối với lãi suất tiền gửi, sự truyền

dẫn là 0.863, tức là khi lãi suất liên ngân hàng kỳ hạn 1 tháng tăng (giảm)

1% thì lãi suất tiền gửi cũng tăng (giảm) tương ứng 0.863%. Tương tự đối

với lãi suất cho vay, sự truyền dẫn này là 0.764. Điều này cho thấy lãi suất

bán lẻ khá nhạy cảm với thay đổi lãi suất liên ngân hàng kỳ hạn 1 tháng

trong dài hạn.

 Trong ngắn hạn, sự dẫn truyền trực tiếp ở mức thấp, đặc biết là đối với

lãi suất cho vay. Đối với lãi suất tiền gửi, sự truyền dẫn là 0.186, còn với lãi

suất cho vay, sự truyền dẫn chỉ là 0.076 (tức là khi lãi suất liên ngân hàng kỳ

hạn 1 tháng tăng (giảm) 1% thì lãi suất cho vay chỉ tăng (giảm) tương ứng

0.076%). Mặt khác, sự hiệu chỉnh cho biến động cũng ở mức thấp, mức hiệu

chỉnh đối với lãi suất tiền gửi là -0.136 (trong tháng tiếp theo, sự thay đổi

của lãi suất liên ngân hàng kỳ hạn 1 tháng sẽ được điều chỉnh gần 13.6% tác

động để đưa sự truyền dẫn về trạng thái cân bằng trong dài hạn). Tương tự,

mức hiệu chỉnh này là gần -0.18 đối với lãi suất cho vay. Như vậy, có thể

thấy lãi suất bán lẻ ít nhạy cảm hơn với thay đổi lãi suất liên ngân hàng kỳ

hạn 1 tháng trong ngắn hạn.

Truyền dẫn từ lãi suất liên ngân hàng kỳ hạn 3 tháng tới lãi suất

bán lẻ:

 Trong dài hạn, sự truyền dẫn của lãi suất liên ngân hàng kỳ hạn 3

tháng đến lãi suất bán lẻ ở mức rất cao, đặc biệt là đối với lãi suất tiền gửi

đạt mức hoàn toàn (1.033), tức là khi lãi suất liên ngân hàng kỳ hạn 3 tháng

tăng (giảm) 1% thì lãi suất tiền gửi cũng tăng (giảm) tương ứng 1.033%. Lãi

suất cho vay thì có sự truyền dẫn này là 0.914. Điều này cho thấy lãi suất bán

lẻ cực kỳ nhạy cảm với thay đổi lãi suất liên ngân hàng kỳ hạn 3 tháng trong

dài hạn.

 Tuy nhiên, sự dẫn truyền trực tiếp trong ngắn hạn lại ở mức thấp, đặc

biệt là đối với lãi suất cho vay. Đối với lãi suất tiền gửi, sự truyền dẫn là

0.231, còn với lãi suất cho vay, sự truyền dẫn chỉ là 0.128. Đồng thời sự hiệu

chỉnh cho biến động cũng không cao, mức hiệu chỉnh đối với lãi suất tiền gửi

chỉ gần -0.27. Tương tự, mức hiệu chỉnh gần -0.24 đối với lãi suất cho vay.

Như vậy, có thể thấy lãi suất bán lẻ ít nhạy cảm hơn với thay đổi lãi suất liên

ngân hàng kỳ hạn 3 tháng trong ngắn hạn.

4.2. Đo lường sự dẫn truyền lãi suất giai đoạn trước và sau khủng hoảng

tài chính

Từ cuối năm 2007, một luồng vốn đầu tư trực tiếp nước ngoài (FDI) lớn

đột ngột đổ vào Việt Nam sau khi Việt Nam trở thành một thành viên của Tổ

chức Thương mại Thế giới (WTO), khởi đầu cho cuộc bùng nổ tín dụng và

bong bóng tài sản. Đến năm 2008, Việt Nam lại chịu ảnh hưởng gián tiếp

của cuộc khủng hoảng tài chính toàn cầu: giá cả hàng hóa tăng, nhu cầu nhập

khẩu giảm… Thêm vào đó, nền kinh tế Việt Nam lại trải qua tỷ lệ lạm phát

cao nhất trong khu vực Đông Á Thái Bình Dương (khoảng 20% năm 2008,

6,5% năm 2009 và 10% năm 2010). Bên cạnh tỉ lệ lạm phát cao, Việt Nam

còn đối mặt với sức ép về tiền tệ, dự trữ ngoại hối sụt giảm, thị trường chứng

khoán ảm đạm, chênh lệch lãi suất quốc gia cao so với các nền kinh tế tăng

trưởng nhanh khác ở Châu Á. Trong năm 2010, nền kinh tế của Việt Nam đã

bước đầu hồi phục và khởi sắc nhưng lại suy giảm trở lại vào năm 2011. Việt

Nam bước vào năm 2011 với nhiều bất ổn kinh tế vĩ mô, bao gồm lạm phát

tăng nhanh ở mức cao, tỷ giá biến động mạnh, dự trữ ngoại hối sụt giảm,

mức rủi ro tín dụng quốc gia gia tăng sau sự đổ vỡ của một trong những

doanh nghiệp nhà nước hàng đầu, thâm hụt ngân sách và nhập siêu ở mức

cao cũng như các bất cập trong khu vực doanh nghiệp cũng như tài chính,

ngân hàng. Bước sang năm 2012, nền kinh tế Việt Nam tuy đã có những dấu

hiệu chuyển biến tích cực như lạm phát và lãi suất giảm, dự trữ ngoại hối

tăng… nhưng cùng với đó thì kinh tế Việt Nam cũng gặp phải những khó

khăn mới như sức cầu suy yếu, tốc độ tăng GDP giảm, tăng trưởng tín dụng

thấp, nợ xấu gia tăng nhanh, tồn kho nhiều…

Hinh 4.2.1: Tốc độ tăng trưởng GDP ở Việt Nam qua các năm

Nguồn: Tổng cục thống kê Việt Nam

Do vậy, bài nghiên cứu này sẽ phân giai đoạn tổng thể từ 7/2004-11/2012

thành hai giai đoạn nhỏ là :

 Giai đoạn trước biến động kinh tế từ 7/2004-12/2007

 Giai đoạn biến động kinh tế và ảnh hưởng của khủng hoảng tài chính

toàn cầu từ 1/2008-11/2012

4.2.1. Đo lường sự dẫn truyền lãi suất trước giai đoạn biến động kinh tế

2004-2007

 Kiểm định nghiện đơn vị

Bảng 4.2.2: Kiểm định tính dừng các chuỗi lãi suất ở Việt Nam giai đoạn

7/2004-12/2007

Lãi suất ADF test PP test

Dr -1.003550 [5] -1.832457

DDr -4.157236*** [4] -14.20254*** Lãi suất bán lẻ

Lr -4.266822*** [8] -12.14605***

Tck -2.060708 [0] -2.172702 Lãi suất chính

sách Dtck -6.686246*** [0] -6.679308***

Ib1 -2.452996 [0] -2.394496

Dib1 -7.563397*** [0] -7.563397*** Lãi suất thị

trường

Ib3 -1.945407 [1] -2.299294

Dib3 -10.31861***[0] -10.31861***

Ghi chú

D là kí hiệu cho sai phân bậc 1 của chuỗi lãi suất tương ứng.

Giả thuyết Ho: Chuỗi dữ liệu có nghiệm đơn vị (tức là không có tính

dừng). Ký hiệu ***, **, * cho biết mức ý nghĩa lần lượt 1%, 5 % hoặc 10%.

Tất cả kiểm định hầu như đều có hệ số chặn và không có tính xu hướng

trong chuỗi dữ liệu. Kiểm định ADF lấy độ trễ tối đa là 8, sử dụng tiêu

chuẩn AkaikeInfo Criterion (AIC) để chọn độ trễ tối ưu (ở bên cạnh).

Theo kết quả kiểm định ta có: Hầu hết các chuỗi lãi suất đều không dừng

ở chuỗi gốc mà dừng ở sai phân bậc 1 (trừ chuỗi Lr – lãi suất cho vay – là

dừng ở chuỗi gốc) với mức ý nghĩa bác bỏ giả thuyết Ho là 1%. Do đó, khi

xét đến sự truyền dẫn từ lãi suất thị trường tiền tệ đến lãi suất bán lẻ, tôi chỉ

xem xét sự truyền dẫn này đối với lãi suất tiền gửi (đại diện cho lãi suất bán

lẻ).

 Kiểm định đồng liên kết

Bảng 4.2.3: Kiểm định đồng liên kết giữa lãi suất tái chiết khấu với lãi suất

liên ngân hàng kỳ hạn 1 tháng và 3 tháng ở Việt Nam giai đoạn 7/2004-

12/2007.

TCK

ADF PP

Ib1 -2.812241*** [0] -2.787166***

Ib3 -2.966728*** [2] -3.856590***

Bảng 4.2.4: Kiểm định đồng kiên kết giữa lãi suất liên ngân hàng kỳ hạn

1 tháng và 3 thángvới lãi suất tiền gửi ở Việt Nam giai đoạn 7/2004-

12/2007

Ib1 Ib3

ADF PP ADF PP

Dr -2.663218*** [0] -2.662257*** -4.208629*** [0] -4.210885***

Ghi chú:

Giả thiết Ho là có nghiệm đơn vị giữa hai chuỗi lãi suất (tức không tồn

tại mối quan hệ đồng liên kết giữa hai chuỗi). Ký hiệu ***, **, * cho biết

mức ý nghĩa lần lượt 1%, 5 % hoặc 10%. Tất cả kiểm định hầu hết đều

không có hệ số chặn và không có tính xu hướng. Kiểm định ADF lấy độ trễ

tối đa là 8, sử dụng tiêu chuẩn AIC để chọn độ trễ tối ưu (ở bên cạnh).

 Giữa lãi suất tái chiết khấuvà lãi suất liên ngân hàng kỳ hạn 1 tháng và

Từ kết quả ta thấy: Trong giai đoạn 7/2004-12/2007

3 tháng đều có mối quan hệ đồng liên kết với mức ý nghĩa là 1%. Do đó, ta sử

dụng mô hình OLS và ECM-ADL để đo lường sự truyền dẫn. Độ trễ tối đa là

 Giữa lãi suất liên ngân hàng kỳ hạn 1 tháng và 3 tháng vàlãi suất tiền

gửi đều có mối quan hệ đồng liên kết với mức ý nghĩa bác bỏ H0 là 1%. Vì

thế, ta cũng sử dụng mô hình OLS và ECM-ADL để đo lường sự truyền dẫn.

Độ trễ tối đa là 8.

 Kết quả chạy mô hình

Bảng 4.2.5: Mức độ truyền dẫn từ lãi suất tái chiết khấu đến lãi suất liên

ngân hàng kỳ hạn 1 tháng và 3 thángở Việt Nam giai đoạn 7/2004-

12/2007.

Tck

Truyền dẫn trực tiếp Sai số hiệu chỉnh Truyền dẫn dài hạn

0.010766 -0.564309 0.431881 Ib1

-0.119088 -0.487497 0.644683 Ib3

 Truyền dẫn từ lãi suất tái chiết khấu tới lãi suất liên ngân hàng

 Trong dài hạn, sự truyền dẫn từ lãi suất tái chiết khấu tới lãi suất liên

ngân hàng ky hạn 1 tháng ở mức trung bình là 0.432. Sự truyền dẫn từ lãi

suất tái chiết khấu tới lãi suất liên ngân hàng kỳ hạn 3 tháng cũng ở mức

trung bình là 0.645, cao hơn so với lãi suất liên ngân hàng kỳ hạn 1 tháng.

Điều này cho thấy ở giai đoạn này, trong dài hạn, lãi suất liên ngân hàng kỳ

hạn 3 tháng thì nhạy cảm với sự thay đổi của lãi suất tái chiết khấu hơn so

với lãi suất liên ngân hàng kỳ hạn 1 tháng.

 Trong ngắn hạn, sự dẫn truyền trực tiếp ở mức rất thấp, gần như

không đáng kể và thậm chí còn âm. Sự truyền dẫn từ lãi suất tái chiết khấu

tới lãi suất liên ngân hàng kỳ hạn 1 tháng là 0.011, tức là khi lãi suất tái chiết

khấu tăng (giảm) 1% thì lãi suất liên ngân hàng kỳ hạn 1 tháng sẽ tăng

(giảm) tương ứng 0.011%; còn sự truyền dẫn từ lãi suất tái chiết khấu tới lãi

suất liên ngân hàng kỳ hạn 3 tháng là -0.119, tức là tức là khi lãi suất tái

chiết khấu tăng (giảm) 1% thì lãi suất liên ngân hàng kỳ hạn 3 tháng sẽ giảm

(tăng) tương ứng 0.119%. Sự hiệu chỉnh cũng ở mức khá cao đối với đường

cân bằng trong dài hạn: -0.564 đối với lãi suất liên ngân hàng 1 tháng; -0.487

đối với lãi suất liên ngân hàng 3 tháng. Như vậy, có thể thấy lãi suất thị

trường tiền tệ trong giai đoạn này hầu như nhạy cảm với sự thay đổi của lãi

suất chính sách.

 Lý giải cho hiện tượng này có thể là do chính sách tiền tệ trong giai

đoạn này khá lỏng lẻo. Đây là thời kỳ mà Việt Nam đang tăng trưởng nóng.

Lãi suất tái chiết khấu trong giai đoạn này ít điều chỉnh trong khi lãi suất liên

ngân hàng lại biến đổi liên tục trong ngắn hạn để đáp ứng nhu cầu thanh

khoản của hệ thống ngân hàng. Hơn nữa, trong giai đoạn này, sự thay đổi lãi

suất thị trường còn chịu ảnh hưởng lớn của các yếu tố bên ngoài, mà chính

sách tiền tệ chưa kịp thay đổi để hạn chế điều này. Có thể thấy rõ tác động

này khi vào cuối năm 2007, với sự gia tăng vốn đầu tư nước ngoài đã làm

cho lãi suất liên ngân hàng sụt giảm trong khi lãi suất tái chiết khấu vẫn giữ

nguyên. Điều này cho thấy trong ngắn hạn ở giai đoạn này, sự thay đổi của

lãi suất liên ngân hàng thì không có nhiều ảnh hưởng của lãi suất tái chiết

khấu và do đó sự truyền dẫn trong ngắn hạn là rất kém.

 Truyền dẫn từ lãi suất liên ngân hàng đến lãi suất bán lẻ

Bảng 4.2.6: Truyền dẫn lãi suất thị trường tiền tệ đến lãi suất bán lẻ ở

Việt Nam giai đoạn trước khủng hoảng (7/2004-12/2007).

Ib1 Ib3

Truyền Sai số Truyền Truyền Sai số hiệu Truyền

dẫn trực hiệu chỉnh dẫn dài dẫn trực chỉnh dẫn dài

tiếp hạn tiếp hạn

Dr 0.054770 -0.107264 0.401024 0.054591 -0.067474 0.732164

Kết quả mô hình cho thấy:

 Trong dài hạn, sự truyền dẫn từ lãi suất liên ngân hàng kỳ hạn 1 tháng

tới lãi suất tiền gửi cũng ở mức trung bình là 0.401. Tuy nhiên, sự truyền dẫn

từ lãi suất liên ngân hàng kỳ hạn 3 tháng đến lãi suất tiền gửi thì ở mức khá

tốt là 0.732, cao hơn so với sự truyền dẫn của lãi suất liên hàng kỳ hạn 1

tháng. Điều này cho thấy ở giai đoạn này, trong dài hạn, lãi suất tiền gửi thì

nhạy cảm với sự thay đổi của lãi suất liên ngân hàng kỳ hạn 3 tháng hơn so

với lãi suất liên ngân hàng kỳ hạn 1 tháng.

 Trong ngắn hạn, sự dẫn truyền trực tiếp ở mức rất thấp, gần như

không đáng kể. Sự truyền dẫn từ lãi suất liên ngân hàng kỳ hạn 1 tháng đối

với lãi suất tiền gửi là 0.055, tức là khi lãi suất tái chiết khấu tăng (giảm) 1%

thì lãi suất liên ngân hàng kỳ hạn 1 tháng sẽ tăng (giảm) tương ứng 0.055%;

còn sự truyền dẫn từ lãi suất tái chiết khấu tới lãi suất liên ngân hàng kỳ hạn

3 tháng cũng là gần 0.055. Sự hiệu chỉnh ở mức khá thấp đối với đường cân

bằng trong dài hạn: -0.107 đối với lãi suất liên ngân hàng 1 tháng; -0.067 đối

với lãi suất liên ngân hàng 3 tháng. Như vậy, có thể thấy lãi suất thị trường

tiền tệ trong giai đoạn này hầu như không biến động đối với sự thay đổi của

cả hai loại lãi suất thị trường tiền tệ.

 Lý giải cho điều này có thể là do trong giai đoạn này, nền kinh tế Việt

Nam đang ở trong giai đoạn tăng trưởng và phát triển mạnh mẽ nhưng vẫn

chưa có nhiều dấu hiệu bất thưởng. Khi đó, lãi suất sẽ bắt đầu gia tăng. Sự

thay đổi này diễn ra rất chậm. Tuy nhiên các loại lãi suất này cần phải có

một độ trễ nhất định mới có thể thay đổi được. Do đó, trong ngắn hạn, sự

truyền dẫn của lãi suất liên ngân hàng tới lãi suất bán lẻ sẽ rất thấp và khi đó

sự hiệu chỉnh cũng rất thấp.Trong dài hạn, do các loại lãi suất này đều không

có biến động nhiều nên có thể thấy sự truyền dẫn sẽ được duy trì ở một mức

độ vừa phải, không quá cao.

4.2.2. Đo lường sự dẫn truyền lãi suất giai đoạn biến động mạnh của lãi

suất và ảnh hưởng của khủng hoảng tài chính toàn cầu (từ 1/2008-

11/2012)

 Kiểm định nghiệm đơn vị

Bảng 4.2.7: Kiểm định tính dừng các chuỗi lãi suất ở Việt Nam giai

đoạn sau khủng hoảng (1/2008-11/2012)

Lãi suất ADF test PP test

Dr -2.878358* [1] -2.487167

DDr -4.086188*** [0] -4.030832***

Lãi suất bán lẻ

Lr -0.951235 [2] -0.383407

Dlr -3.584961***[1] -4.934091***

Tck -2.287194 [2] -2.158544

Lãi suất chính

sách

Dtck -3.879535*** [1] -5.763434***

Ib1 -2.267515 [0] -2.401692 Lãi suất thị

trường Dib1 -10.80194*** [0] -10.80194***

Ib3 -2.251251 [0] -2.467084

Dib3 -8.628022***[0] -8.606831***

Ghi chú:

D là kí hiệu cho sai phân bậc 1 của chuỗi lãi suất tương ứng.

Giả thuyết Ho: Chuỗi dữ liệu có nghiệm đơn vị (tức là không có tính

dừng). Ký hiệu ***, **, * cho biết mức ý nghĩa lần lượt 1%, 5 % hoặc 10%..

Tất cả kiểm định hầu như đều có hệ số chặn và không có tính xu hướng

trong chuỗi dữ liệu. Kiểm định ADF lấy độ trễ tối đa là 8, sử dụng tiêu

chuẩn AkaikeInfoCriterion (AIC) để chọn độ trễ tối ưu (ở bên cạnh).

Theo kết quả kiểm định, ta thấy trong giai đoạn 1/2008-11/2012, tất cả

các chuỗi lãi suất đều không dừng bậc 0 và đều dừng ở sai phân bậc 1. Đặc

biệt ta thấy có sự khác biệt về tính dừng giữa kiểm định ADF và kiểm định

PP đối với chuỗi gốc Dr (lãi suất tiền gửi). Tuy nhiên, ở chuỗi sai phân bậc

1, cả hai loại kiểm định này đều cho ta một kết quả giống nhau về tính dừng

của chuỗi dữ liệu ở mức ý nghĩa là 1%. Do đó, để chắc chắn, tôi sẽ chấp

nhận chuỗi Dr không dừng ở chuỗi gốc và dừng ở sai phân bậc 1 giống như

các chuỗi dữ liệu trên tất cả các chuỗi lãi suất khác

 Kiểm định đồng liên kết

Bảng 4.2.8: Kiểm định đồng liên kết giữa lãi suất tái chiết khấu và lãi

suất liên ngân hàng kỳ hạn 1 tháng và 3 tháng ở Việt Nam giai đoạn sau

khủng hoảng (1/2008-11/2012)

TCK

ADF PP

Ib1 -2.952247*** [0] -2.952247***

Ib3 -3.660711*** [0] -3.540081***

Bảng 4.2.9: Kiểm định đồng liên kết giữa lãi suất liên ngân hàng kỳ hạn

1 tháng và 3 tháng và lãi suất tiền gửi và lãi suất cho vay ở Việt Nam

giai đoạn sau khủng hoảng (1/2008-11/2012)

Ib1 Ib3

ADF PP ADF PP

Dr -4.196907*** [0] -4.050533*** -5.082401*** [0] -5.084929***

Lr -4.161577*** [0] -4.150036*** -4.883217***[0] -4.922199***

Ghi chú:

Giả thiết Ho làcó nghiệm đơn vị giữa hai chuỗi lãi suất (tức không tồn

tại mối quan hệ đồng liên kết giữa hai chuỗi). Ký hiệu ***, **, * cho biết

mức ý nghĩa lần lượt 1%, 5 % hoặc 10%. Tất cả kiểm định hầu hết đều

không có hệ số chặn và không có tính xu hướng. Kiểm định ADF lấy độ trễ

tối đa là 8, sử dụng tiêu chuẩn AIC để chọn độ trễ tối ưu (ở bên cạnh).

o Giữa lãi suất tái chiết khấu và lãi suất liên ngân hàng kỳ hạn 1 tháng

Từ kết quả ta thấy:

và 3 tháng có mối quan hệ đồng liên kết với mức ý nghĩa là 1%. Do vậy ta sử

o Giữa lãi suất liên ngân hàng kỳ hạn 1 tháng với lãi suất tiền gửi và lãi

dụng mô hình OLS và ECM-ADL, độ trễ tối đa là 8.

suất cho vay; cũng như giữa lãi suất liên ngân hàng kỳ hạn 3 tháng với lãi

suất tiền gửi và lãi suất cho vay đều có mối quan hệ đồng liên kết với mức ý

nghĩa 1%. Do vậy ta sử dụng mô hình OLS và ECM-ADL, độ trễ tối đa là 8.

 Kết quả chạy mô hình

a. Truyền dẫn lãi suất chính sách đến lãi suất thị trường tiền tệ

Bảng 4.2.10: Truyền dẫn lãi suất chính sách đến lãi suất thị trường tiền

tệ ở Việt Nam giai đoạn sau khủng hoảng (1/2008-11/2012)

Tck

Truyền dẫn trực tiếp Sai số hiệu chỉnh Truyền dẫn dài hạn

Ib1 0.714908 -0.347198 0.681901

Ib3 0.361201 -0.456207 0.584793

- Từ bảng kết quả, ta thấy sự dẫn truyền từ lãi suất chính sách tới lãi

suất thị trường tiền tệ trong giai đoạn này ở mức trung bình khá và không đạt

hoàn toàn trong dài hạn. Sự truyền dẫn từ lãi suất tái chiết khấu đối với lãi

suất liên ngân hàng kỳ hạn 1 tháng là 0.681, trong khi truyền dẫn đối với lãi

suất liên ngân hàng kỳ hạn 3 tháng chỉ đạt 0.584.

- Trong ngắn hạn, sự dẫn truyền trực tiếp không ổn định. Đối với lãi

suất liên ngân hàng kỳ hạn 1 tháng, sự truyền dẫn là gần 0.715; còn với lãi

suất liên ngân hàng kỳ hạn 3 tháng, sự truyền dẫn là 0.361. Mặt khác, sự

hiệu chỉnh cho biến động cũng ở mức khá, mức hiệu chỉnh đối với lãi suất

liên ngân hàng kỳ hạn 1 tháng là gần -0.35 (trong tháng tiếp theo, sự thay đổi

của lãi suất liên ngân hàng kỳ hạn 1 tháng sẽ được điều chỉnh gần 35% tác

động để đưa sự truyền dẫn về trạng thái cân bằng trong dài hạn). Tương tự,

mức hiệu chỉnh này là -0.456 đối với lãi suất cho vay. Như vậy, có thể thấy

lãi suất liên ngân hàng kỳ hạn 3 tháng ít nhạy cảm hơn với thay đổi lãi suất

tái chiết khấu trong ngắn hạn so với trong dài hạn. Đồng thời, cả ở trong

ngắn hạn và dài hạn lãi suất liên ngân hàng kỳ hạn 3 tháng cũng ít nhạy cảm

hơn so với lãi suất liên ngân hàng kỳ hạn 1 tháng.

Bảng 4.2.11: Bảng so sánh truyền dẫn lãi suất chính sách đến lãi suất thị

trường tiền tệ ở Việt Nam trong giai đoạn trước và sau khủng hoảng

Tck

Truyền dẫn trực tiếp Sai số hiệu chỉnh Truyền dẫn dài hạn

Giai đoạn Giai đoạn Giai đoạn Giai đoạn Giai đoạn Giai đoạn

trước sau trước sau trước sau

Ib1 0.010766 0.714908 -0.564309 -0.347198 0.431881 0.681901

Ib3 -0.119088 0.361201 -0.487497 -0.456207 0.644683 0.584793

So sánh với giai đoạn trước khi có biến động kinh tế thì ta thấy trong

dài hạn, sự dẫn truyền của lãi suất tái chiết khấu đến lãi suất liên ngân hàng

kỳ hạn 1 tháng đã tốt hơn nhiều, tăng từ mức 0.432 lên 0.681; còn đối với lãi

suất liên ngân hàng kỳ hạn 3 tháng, sự truyền dẫn đã giảm nhẹ từ 0.645 còn

0.584. Tuy nhiên, trong ngắn hạn thì có thể thấy, sự truyền dẫn từ lãi suất tái

chiết khấu đến lãi suất liên ngân hàng (cả hai loại lãi suất liên ngân hàng kỳ

hạn 1 tháng và lãi suất liên ngân hàng kỳ hạn 3 tháng) trong giai đoạn biến

động kinh tế thì tốt hơn hoàn toàn so với trong giai đoạn trước biến động

kinh tế. Điều này được thể hiện qua hệ số truyền dẫn trực tiếp, trong giai

đoạn biến động kinh tế thì sự truyền dẫn ở mức trung bình (đối với lãi suất

liên ngân hàng kỳ hạn 1 tháng là 0.715, đối với lãi suất liên ngân hàng kỳ

hạn 3 tháng là 0.361) còn trong giai đoạn trước biến động kinh tế, sự truyền

dẫn là cực kỳ thấp (đối với lãi suất liên ngân hàng kỳ hạn 1 tháng là

0.010766, đối với lãi suất liên ngân hàng kỳ hạn 3 tháng -0.119088).

Điều này có thể được lí giải là do chính sách tiền tệ trong giai đoạn này

được Ngân hàng Nhà nước thực hiện theo sự biến động của thị trường. Một

mặt Ngân hàng Nhà nước tiến hành thả nổi lãi suất liên ngân hàng, mặc khác

thực hiện linh hoạt các công cụ của chính sách tiền tệ. Do đó phần nào nó đã

giúp loại bỏ những tác động từ bên ngoài và giúp lãi suất liên ngân hàng

xoay quanh lãi suất tái chiết khấu. Từ đó giúp cho sự truyền dẫn có sự gia

tăng mạnh mẽ hơn so với trong giai đoạn 2004 – 2007 và sự truyền dẫn trong

dài hạn cũng vậy, tốt hơn so với trong giai đoạn trước. Điều này cũng có thể

cho chúng ta thấy một sự tiến bộ lớn trong việc điều hành chính sách của

Ngân hàng Nhà nước.

b. Truyền dẫn lãi suất thị trường tiền tệ đến lãi suất bán lẻ

Bảng 4.2.12: Truyền dẫn lãi suất thị trường tiền tệ đến lãi suất bán lẻ ở

Việt Nam giai đoạn sau khủng hoảng (1/2008-11/2012)

Ib1 Ib3

Truyền Sai số hiệu Truyền Truyền Sai số hiệu Truyền

dẫn trực chỉnh dẫn dài dẫn trực chỉnh dẫn dài

tiếp hạn tiếp hạn

Dr 0.200358 -0.269958 0.743233 0.245867 -0.301831 0.995352

Lr 0.138085 -0.224880 0.752258 0.177029 -0.310249 1.036130

 Truyền dẫn từ lãi suất liên ngân hàng kỳ hạn 1 tháng tới lãi suất bán lẻ

 Trong dài hạn, sự truyền dẫn của lãi suất liên ngân hàng kỳ hạn 1

tháng đến lãi suất bán lẻ ở mức khá cao. Đối với lãi suất tiền gửi, sự truyền

dẫn là 0.743; còn đối với lãi suất cho vay, sự truyền dẫn này là 0.752. Điều

này cho thấy cả hai loại lãi suất bán lẻ đều khá nhạy cảm với thay đổi lãi suất

liên ngân hàng kỳ hạn 1 tháng trong dài hạn.

 Trong ngắn hạn, sự dẫn truyền trực tiếp ở mức thấp. Đối với lãi suất

tiền gửi, sự truyền dẫn là gần 0.200, còn với lãi suất cho vay, sự truyền dẫn

là 0.138. Mặt khác, sự hiệu chỉnh cho biến động cũng ở mức khá, mức hiệu

chỉnh đối với lãi suất tiền gửi là gần -0.27 (trong tháng tiếp theo, sự thay đổi

của lãi suất liên ngân hàng kỳ hạn 1 tháng sẽ được điều chỉnh gần 27% tác

động để đưa sự truyền dẫn về trạng thái cân bằng trong dài hạn). Tương tự,

mức hiệu chỉnh này là -0.225 đối với lãi suất cho vay. Như vậy, có thể thấy

lãi suất bán lẻ ít nhạy cảm hơn với thay đổi lãi suất liên ngân hàng kỳ hạn 1

tháng trong ngắn hạn so với trong dài hạn.

Bảng 4.2.13: Bảng so sánh truyền dẫn từ lãi suất liên ngân hàng kỳ hạn

1 tháng đến lãi suất bán lẻ ở Việt Nam trong giai đoạn trước và sau

khủng hoảng

Ib1

Truyền dẫn trực tiếp Sai số hiệu chỉnh Truyền dẫn dài hạn

Giai đoạn Giai đoạn Giai đoạn Giai đoạn Giai đoạn Giai đoạn

trước sau trước sau trước sau

Dr 0.054770 0.200358 -0.107264 -0.269958 0.401024 0.743233

Một điều dễ nhận thấy, trong giai đoạn biến động kinh tế (1/2008 –

11/2012), sự truyền dẫn từ lãi suất liên ngân hàng kỳ hạn 1 tháng đến lãi suất

bán lẻ (chỉ so sánh với trường hợp lãi suất tiền gửi) thì tốt hơn so với giai

đoạn trước. Sự truyền dẫn trong dài hạn ở giai đoạn sau đã tốt hơn rất nhiều

so với giai đoạn trước đó (truyền dẫn trong giai đoạn trước là 0.40, trong giai

đoạn sau là 0.74). Không chỉ truyền dẫn tốt hơn trong dài hạn mà trong ngắn

hạn, sự truyền dẫn của lãi suất liên ngân hàng kỳ hạn 1 tháng đến lãi suất

tiền gửi cũng cao hơn so với giai đoạn trước đó. Nếu như trong giai đoạn

trước, sự truyền dẫn trong ngắn hạn gần như không đáng kể (hệ số truyền

dẫn trực tiếp chỉ là gần 0.055) thì hệ số truyền dẫn ở giai đoạn sau đã tăng

lên đáng kể so với giai đoạn trước đó (hệ số truyền dẫn trực tiếp chỉ là gần

0.2). Điều này cho thấy trong giai đoạn biến động kinh tế, lãi suất tiền gửi

trở nên nhạy cảm với lãi suất liên ngân hàng kỳ hạn 1 tháng hơn so với giai

đoạn trước đó.

 Truyền dẫn từ lãi suất liên ngân hàng kỳ hạn 3 tháng tới lãi suất bán

lẻ:

 Trong dài hạn, sự truyền dẫn của lãi suất liên ngân hàng kỳ hạn 3

tháng đến lãi suất bán lẻ ở mức hoàn toàn. Đối với lãi suất tiền gửi, sự truyền

dẫn là 0.995; còn đối với lãi suất cho vay, sự truyền dẫn này là gần 1.036.

Điều này cho thấy ở giai đoạn từ 1/2008 cho đến 11/2012, trong dài hạn, lãi

suất bán lẻ cực kỳ nhạy cảm với sự thay đổi của lãi suất thị trường tiền tệ.

Bất kể sự dịch chuyển nào của lãi suất thị trường tiền tệ đều sẽ làm cho lãi

suất bán lẻ thay đổi tương ứng. So sánh với giai đoạn trước, ta chỉ so sánh

kết quả truyền dẫn này với lãi suất tiền gửi. Sự truyền dẫn đã tăng lên đáng

kể lên mức hoàn toàn ở giai đoạn sau.

 Trong ngắn hạn, sự dẫn truyền trực tiếp ở mức thấp. Đối với lãi suất

tiền gửi, sự truyền dẫn là gần 0.24, còn với lãi suất cho vay, sự truyền dẫn

chỉ là 0.177. Mặt khác, sự hiệu chỉnh cho biến động trở về trạng thái cân

bằng thì ở mức cao, mức hiệu chỉnh đối với lãi suất tiền gửi là -0.312. Tương

tự, mức hiệu chỉnh này là -0.31 đối với lãi suất cho vay. Như vậy, có thể thấy

lãi suất bán lẻ ít nhạy cảm hơn với thay đổi của lãi suất thị trường tiền tệ

trong ngắn hạn.

Bảng 4.2.14: Bảng so sánh truyền dẫn từ lãi suất liên ngân hàng kỳ hạn

1 tháng đến lãi suất bán lẻ ở Việt Nam trong giai đoạn trước và sau

khủng hoảng

Ib3

Truyền dẫn trực tiếp Sai số hiệu chỉnh Truyền dẫn dài hạn

Giai đoạn Giai đoạn Giai đoạn Giai đoạn Giai đoạn Giai đoạn

trước sau trước sau trước sau

Dr 0.054591 0.239018 0.067474 -0.312206 0.732164 0.995352

- Trong giai đoạn biến động kinh tế (1/2008 – 11/2012), sự truyền dẫn

từ lãi suất liên ngân hàng kỳ hạn 3 tháng đến lãi suất tiền gửi cũng tốt hơn so

với giai đoạn trước. Sự truyền dẫn trong dài hạn ở giai đoạn sau đã ở mức

hoàn toàn so với giai đoạn trước đó (hệ số truyền dẫn trong giai đoạn trước

chỉ là 0.732 nhưng ở giai đoạn sau, hệ số truyền dẫn trong dài hạn là 0.995).

Không chỉ truyền dẫn tốt hơn trong dài hạn mà trong ngắn hạn, sự truyền dẫn

của lãi suất liên ngân hàng kỳ hạn 3 tháng đến lãi suất tiền gửi cũng cao hơn

so với giai đoạn trước đó. Trong giai đoạn trước đó, sự truyền dẫn trong

ngắn hạn cũng gần như không đáng kể (hệ số truyền dẫn trực tiếp chỉ là gần

0.055) thì hệ số truyền dẫn ở giai đoạn sau đã tăng lên đáng kể so với giai

đoạn trước đó (hệ số truyền dẫn trực tiếp chỉ là gần 0.239). Điều này cũng

cho thấy lãi suất tiền gửi đã trở nên nhạy cảm hơn đối với lãi suất liên ngân

hàng kỳ hạn 3 tháng trong giai đoạn biến động kinh tế.

Từ các kết quả ước lượng sự truyền dẫn của lãi suất liên ngân hàng đến

lãi suất bán lẻ, có thể thấy rằng sự truyền dẫn lãi suất trong giai đoạn biến

động kinh tế thì tốt hơn trong giai đoạn trước khi có biến động kinh tế. Sự

truyền dẫn từ lãi suât thị trường tiền tệ đến lãi suất bán lẻ không chỉ tôt hơn

trong dài hạn mà nó cũng tôt hơn cả ở trong ngắn hạn. Điều này có thể được

giải thích thông qua các chính sách mà Ngân hàng Nhà nước đã thực hiện

trong giai đoạn này. Khi tăng trưởng tín dụng gia tăng đến 51.39% cộng

thêm cuộc khủng hoảng nợ dưới chuẩn bùng nổ ở Hoa Kỳ vào năm 2007

khiến cho lạm phát của Việt Nam có sự gia tăng nhanh chóng để đạt mốc

12,75% vào cuối năm. Điều này khiến cho Ngân hàng Nhà nước thực hiện

ngay các biện pháp thắt chặt tiền tệ bằng cách nâng lãi suất tái chiết khấu lên

thêm 1,5% vào tháng 2 năm 2008 và kèm theo trần lãi suất là 12% dù đã bãi

bỏ trong một thời gian ngắn sau đó, song vào cuối năm khi Ngân hàng Nhà

nước nâng lãi suất tái chiết khấu lên đã phần nào giúp hạ mức tăng trưởng tín

dụng trong năm xuống còn 30% và tác động khiến lãi suất bán lẻ sụt giảm

dần vào cuối năm. Nhưng sự kiện ngân hàng lớn thứ tư nước Mỹ là Lehman

Brother tuyên bố phá sản vào ngày 15/9/2008 như một cú sốc với thị trường

thế giới, trong đó có Việt Nam cho nên Ngân hàng Nhà nước đã phải thay

đổi chính sách nhanh chóng khi chuyển từ thắt chặt tiền tệ sang nới lỏng để

kích nền kinh tế vượt qua khủng hoảng khiến cho lãi suất bán lẻ giảm xuống

sau động thái giảm lãi suất tái chiết khấu của NHNN. Dù cho lạm phát trong

năm 2008 gia tăng hơn năm 2007 và đạt đỉnh tại 19.87% song chỉ một năm

sau thì đã “hạ cánh” xuống chỉ còn 6.52%, lãi suất tái chiết khấu được hạ

xuống quanh mức 5 – 7,5% còn lãi suất liên ngân hàng được hạ nổi, do đó

lãi suất bán lẻ được điều chỉnh mạnh theo lãi suất. Điều này khiến cho tăng

trưởng tín dụng đổi chiều khi tăng lên 37.73% và góp phần làm giảm lãi suất

bán lẻ trong những tháng đầu năm. Trong các tháng còn lại, để phòng ngừa

lạm phát thì lãi suất bán lẻ vẫn giữ ở mức khá cao. Điều này khiến NHNN

quyết định thực hiện chính sách tiền tệ linh hoạt hơn khi thông qua cơ chế

thỏa thuận lãi suất. Và điều này giúp cho lãi suất liên ngân hàng đã có một

sự truyền dẫn cao đến lãi suất bán lẻ. Song vấn đề lạm phát lại nổi lên như

mặt trái của những biện pháp thực hiện từ chính sách tiền tệ khi nó tiếp tục

tạo một chu kỳ gia tăng tiếp như giai đoạn 2006 – 2008 khi lạm phát trong

năm 2010 đã vọt lên 11.75% khiến cho NHNN thi hành lại chính sách trần

lãi suất tại mức 14% vào tháng 3/2011, chính sách này phần nào đó hỗ trợ

cho chính sách thắt chặt tiền tệ mà NHNN ban hành trước đó là nâng lãi suất

tái chiết khấu lên 13%, điều này tác động nhanh chóng đến lãi suất liên ngân

hàng có kỳ hạn ngắn song giảm dần với các kỳ hạn dài hơn. Và sau đó lãi

suất liên ngân hàng này lại tác động đến lãi suất bán lẻ song phải đợi đến

một khoảng thời gian sau mới thay đổi. Từ giữa năm 2012, khi lạm phát dần

suy giảm, NHNN tiến hành nới lỏng lãi suất tái chiết khấu, khiến cho lãi suất

liên ngân hàng bị ảnh hưởng sụt giảm theo. Và với việc lãi suất liên ngân

hàng sụt giảm, khiến cho chi phí đi vay trên thị trường liên ngân hàng giảm

và khiến cho các NHTM đi vay trên thị trường nhiều hơn và từ đó góp phần

giúp lãi suất bán lẻ sụt giảm trong một thời gian sau đó. Nhìn chung trong

giai đoạn này do việc NHNN song song với việc thực hiện các công cụ chính

sách riêng của mình thì còn kèm theo đó là các biện pháp hành chính như

trần lãi suất,… đã giúp cho sự truyền dẫn của lãi suất bán sỉ đến lãi suất bán

lẻ rất tốt, đặc biệt là sự truyền dẫn của lãi suất liên ngân hàng kỳ hạn 3 tháng.

Tuy nhiên chúng ta cũng có thể thấy sự truyền dẫn này chỉ tốt trong dài hạn

còn trong ngắn hạn thì chỉ ở mức trung bình (xấp xỉ 20%). Phần nào đó có

thể giải thích điều này là do chính sách tiền tệ mà ngân hàng nhà nước Việt

Nam thực hiện vẫn luôn có độ trễ, và độ trễ này đã khiến sự truyền dẫn là

tương đối thấp trong ngắn hạn.

5. Kết luận

Trong giai đoạn tổng thể từ 7/2004 – 11/2012, nhìn chung sự dẫn truyền

lãi suất ở Việt Nam trong dài hạn diễn ra khá tốt nhưng lại chậm chạp trong

ngắn hạn (trừ truyền dẫn của lãi suất tái chiết khấu đối với lãi suất liên ngân

hang kỳ hạn 3 tháng). Điều này cũng phù hợp với kết quả của các nghiên cứu

trước đây và bài nghiên cứu gốc. Nguyên nhân của hiện tượng này là do độ

trễ của chính sách tiền tệ, khi mà các ngân hàng có thỏa thuận với khách

hàng một mức lãi suất cố định trong một khoảng thời gian tương đối để tránh

biến động lãi suất cho khách hàng. Ngoài ra, một thị trường chủ yếu dựa vào

ngân hàng như Việt Nam cũng có thể dễ dẫn đến hiện tượng trên.

Sự dẫn truyền lãi suất trong giai đoạn biến động kinh tế ở Việt Nam vẫn

khá tốt, đặc biệt là sự dẫn truyền dài hạn từ lãi suất thị trường tiền tệ tới lãi

suất bán lẻ là rất tốt.

Xét về sự dẫn truyền từ lãi suất chính sách tới lãi suất thị trường tiền tệ

trong ngắn hạn, thì dẫn truyền trong giai đoạn biến động kinh tế lại cao hơn

trước khi biến động. Nguyên nhân có thể là vì: trước khi biến động kinh tế

(7/2004-12/2007), sự điều chỉnh lãi suất tái chiết khấu của Ngân hàng Nhà

nước Việt Nam (NHNN) không được linh hoạt. Trong giai đoạn sau, từ

1/2008 – 11/2012, trước áp lực của sự bất ổn trên thị trường, NHNN đã điều

chỉnh công cụ lãi suất chính sách linh động hơn và phù hợp với diễn biến của

thị trường hơn.

Tuy nhiên, trong dài hạn thì sự dẫn truyền từ lãi suất chính sách tới lãi

suất thị trường tiền tệ (lãi suất liên ngân hang kỳ hạn 3 tháng) trong giai đoạn

biến động lại suy yếu do các bất ổn kinh tế. Ngược lại, sự truyền dẫn từ lãi

suất chính sách tới lãi suất liên ngân hàng kỳ hạn 1 tháng lại yếu hơn.

Trong giai đoạn biến động kinh tế, sự truyền dẫn (cả trong ngắn hạn lẫn

trong dài hạn) từ thị trường tiền tệ đến lãi suất bán lẻ tốt hơn nhiều so với

giai đoạn trước biến động. Điều này phần nào cho thấy sự linh động hơn của

các ngân hàng thương mại trong việc điều chỉnh lãi suất (tiền gửi và cho

vay) cho phù hợp với diễn biến thị trường.

 Hạn chế của nghiên cứu

Các số liệu trong bài chưa thật sự đầy đủ và phương pháp nghiên cứu

còn thô sơ, do vậy bài nghiên cứu chưa thể đưa ra các kết luận chắc chắn.

Hơn nữa, do số liệu chưa phong phú nên bài nghiên cũng không thể so sánh

sự dẫn truyền đối với các đối tượng cụ thể như hộ gia đình, doanh nghiệp và

các kỳ hạn lãi suất khác nhau.

Bài nghiên cứu mới dừng ở mức đo lường sự dẫn truyền lãi suất nói

chung, chưa đi sâu vào các vấn đề khác như sự mất cân đối trong dẫn truyền

hay đánh giá tác động của các yếu tố vĩ mô khác.

TÀI LIỆU THAM KHẢO

Tiếng nước ngoài

Aziakpono and Wilson., 2010, “Interest Rate Pass-through and Monetary

Policy Regimes in South frica”, Paper for Presentation at the CSAE

Conference, 21−23 March, Oxford University, UK .

Bank for International Settlements (BIS)., 1994, National Differences in

Interest rate Tranmission, March, Basle.

Barry, S., 1996, Asymmetric adjustment of commercial bank interest rates:

Evidence from Malaysia and Singapore, Journal of International Money and

Finance 15, 485-496.

Bernanke, B.S, and Gertler, M., 1995, Inside the black box: the credit chanel

of monetary policy transmission, Journal of Economic perspective, 9(4):27-48

Claudia, K. and Johann, S., 2006, Interest rate pass-through, Monetary Policy

Rules and Macroeconomic Stability, Working Paper 118. OeNB.

Clemens, J. and Claudia, K., The Interest Rate Pass-Through in Austria –

Effects of the Financial Crisis.

Cottarelli, C. and Kourelis, A., 1994. Financial structure, ank lending rates

and the transmission of monetary policy. IMF Staff Papers, December.

Coricelli, F., B. Egert, and R. McDonald, 2006. Monetary transmission in

central and Eastern Europe: Glidingon a Wind of change, Focus on European

Economic Integration, 1/06 Viennan, Autria: Oesterreichische Nationalbank

Jesús, C.C, Balázs, É, and Thomas, R., 2004, Interest rate pass-thruogh in

New EU Member states: The case of theCzech Repulic, Hungary and Poland”.

Working Paper No.671.

Kazaziová, gledis, 2010,. Interest rate pass-through: Does it change with

financial distress? The Czech Experience, Master Thesis, Faculty of Social

Sciences, Charles University in Prague.

Marco, A.E.V. and Alessandro, R., Retail bank interest rate pass-through: is

Chile atypical?., 2003. Working Paper No.221. Central Bank of Chile.

Michiel, V.L, Christoffer, K.S, Jacob, A.B, and Adrian, V.R., 2008. Impact of

bank competition on the interest rate pass-through in the euro rea, ECB Working

Paper Series. No. 885.

Mishkin, F.S, 1996. The channels of Monetary Transmission: Lessons for

Monetary Policy, NBER Working Paper Series. Working Paper 5464

Niels-Jakob, H.H. and Peter, W., 2011. Interest rate pass-thruogh during the

global financial cisis The case of Sweden”. OECD Economics Department.

Pih, N.T, Siok, K.S. and Wai, M.H, 2012., Interest Rate Pass-Through and

Monetary Transmission in Asia. International Journal of Economics and Finance.

Qayyum, A., Khan,S., and Khawaja., 2005. Interest rate pass through in

Pakistan: Evidence from transfer Funstion Approach, The Pakistan Development

Review, Vol. 44, Issue 4, 975-1001.

Stelios, K, Prodromos, V. and Yannis, P., 2010. Interest rate pass-through in

the Eurozone and the USA: implications for monetary policy in the context of the

recent financial crisis. Journal of Policy Modeling, 32 (2010) 323-338.

Yannis, P. and Aristotelis, S., 2012 “Is the Eorozone homogeneous and

asymmetric?”, Centre for Palnning and EconomicResearch (KEPE), Athens,

Greece.

Các trang điện tử:

IMF’s lending rate and deposit rate (lr and dr) [online] Available at:

Lãi suất liên ngân hàng kì hạn 1 tháng và 3 tháng (ib1 và ib3) trên Ngân hàng

nhà nước Việt Nam

g?_afrLoop=670825034629900&_afrWindowMode=0&_afrWindowId=15zm37cq

1i_1#%40%3F_afrWindowId%3D15zm37cq1i_1%26_afrLoop%3D670825034629

900%26_afrWindowMode%3D0%26_adf.ctrl-state%3D15zm37cq1i_129>.

Lãi suât tái chiết khấu (tck) trên Ngân hàng Nhà nước Việt Nam

http://www.sbv.gov.vn/portal/faces/vi/vim/vipages_cstt/laisuat/banglaisuat?loailaisu

atID=2&_afrLoop=671140824207200&_afrWindowMode=0&_afrWindowId=15z

m37cq1i_126#%40%3FloailaisuatID%3D2%26_afrWindowId%3D15zm37cq1i_12

6%26_afrLoop%3D671140824207200%26_afrWindowMode%3D0%26_adf.ctrl-

state%3D15zm37cq1i_250

PHỤ LỤC A: SƠ LƯỢC CHÍNH SÁCH TIỀN TỆ VIỆT NAM

Chính sách tiền tệ mà NHNN đã thực hiện trong giai đoạn 2004 – 2007

chưa có sự đồng bộ rõ ràng. Khi tăng trưởng tín dụng gia tăng đến 51.39%

cộng thêm cuộc khủng hoảng nợ dưới chuẩn bùng nổ ở Hoa Kỳ vào năm 2007

khiến cho lạm phát của Việt Nam có sự gia tăng nhanh chóng để đạt mốc

12,75% vào cuối năm. Điều này khiến cho NHNN thực hiện ngay các biện

pháp thắt chặt tiền tệ bằng cách nâng lãi suất tái chiết khấu lên thêm 1,5% vào

tháng 2 năm 2008 và kèm theo trần lãi suất là 12% dù đã bãi bỏ trong một

thời gian ngắn sau đó, song vào cuối năm khi NHNN nâng lãi suất tái chiết

khấu lên đã phần nào giúp hạ mức tăng trưởng tín dụng trong năm xuống còn

30% và tác động khiến lãi suất bán lẻ sụt giảm dần vào cuối năm. Nhưng sự

kiện ngân hàng lớn thứ tư nước Mỹ là Lehman Brother tuyên bố phá sản vào

ngày 15/9/2008 như một cú sốc với thị trường thế giới, trong đó có Việt Nam

cho nên NHNN đã phải thay đổi chính sách nhanh chóng khi chuyển từ thắt

chặt tiền tệ sang nới lỏng để kích nền kinh tế vượt qua khủng hoảng khiến cho

lãi suất bán lẻ giảm xuống sau động thái giảm lãi suất tái chiết khấu của

NHNN. Dù cho lạm phát trong năm 2008 gia tăng hơn năm 2007 và đạt đỉnh

tại 19.87% song chỉ một năm sau thì đã “hạ cánh” xuống chỉ còn 6.52%, lãi

suất tái chiết khấu được hạ xuống quanh mức 5 – 7,5% còn lãi suất liên ngân

hàng được thả nổi, do đó lãi suất bán lẻ được điều chỉnh mạnh theo lãi suất,

làm khiến cho tăng trưởng tín dụng đổi chiều khi tăng lên 37.73% và góp

phần làm giảm lãi suất bán lẻ trong những tháng đầu năm. Trong các tháng

còn lại, để phòng ngừa lạm phát thì lãi suất bán lẻ vẫn giữ ở mức khá cao, thể

hiện thông qua việc NHNN quyết định thực hiện chính sách tiền tệ linh hoạt

hơn khi thông qua cơ chế thỏa thuận lãi suất. Và điều này giúp cho lãi suất

liên ngân hàng đã có một sự truyền dẫn cao đến lãi suất bán lẻ.

Hình A.1: Tình hình biến động của tốc độ tăng GDP, tăng trường tín dụng,

Nguồn: www.vneconomy.vn và www.gso.gov.vn.

lạm phát giai đoạn (2006-2012)

Song vấn đề lạm phát lại nổi lên như mặt trái của những biện pháp thực

hiện từ chính sách tiền tệ khi nó tiếp tục tạo một chu kỳ gia tăng tiếp như giai

đoạn 2006 – 2008 khi lạm phát trong năm 2010 đã vọt lên 11.75% khiến cho

NHNN thi hành lại chính sách trần lãi suất tại mức 14% vào tháng 3/2011,

chính sách này phần nào đó hỗ trợ cho chính sách thắt chặt tiền tệ mà NHNN

ban hành trước đó là nâng lãi suất tái chiết khấu lên 13%, điều này tác động

nhanh chóng đến lãi suất liên ngân hàng có kỳ hạn ngắn song giảm dần với

các kỳ hạn dài hơn. Và sau đó lãi suất liên ngân hàng này lại tác động đến lãi

suất bán lẻ song phải đợi đến một khoảng thời gian sau mới thay đổi. Từ giữa

năm 2012, khi lạm phát dần suy giảm, NHNN tiến hành nới lỏng lãi suất tái

chiết khấu, khiến cho lãi suất liên ngân hàng bị ảnh hưởng sụt giảm theo. Và

với việc lãi suất liên ngân hàng sụt giảm, khiến cho chi phí đi vay trên thị

trường liên ngân hàng giảm và khiến cho các NHTM đi vay trên thị trường

nhiều hơn và từ đó góp phần giúp lãi suất bán lẻ sụt giảm trong một thời gian

sau đó.

Hình A.2: Trần lãi suất

Nguồn: vneconomy.vn.

Nhìn chung trong giai đoạn này do việc NHNN song song với việc thực

hiện các công cụ chính sách riêng của mình thì còn kèm theo đó là các biện

pháp hành chính như trần lãi suất,… đã giúp cho sự truyền dẫn của lãi suất

bán sỉ đến lãi suất bán lẻ rất tốt, đặc biệt là sự truyền dẫn của lãi suất liên

ngân hàng kỳ hạn 3 tháng. Tuy nhiên chúng ta cũng có thể thấy sự truyền dẫn

này chỉ tốt trong dài hạn còn trong ngắn hạn thì chỉ ở mức trung bình (xấp xỉ

20%). Bởi vì đơn thuần các chính sách của NHNN luôn có một độ trễ nhất

định.

Trong năm 2013, với việc lạm phát đã hạ nhiệt và mục tiêu của chính phủ

là kiềm chế lạm phát ở mức dưới 2 con số được đánh giá là khả khi cao. Điều

này cũng làm cho mặt bằng lãi suất trong nước sụt giảm và đến thời điểm hiện

tại trần lãi suất cũng chỉ còn 7%, lãi suất tái chiết là 5%, lãi suất tái cấp vốn là

7%. Mức lãi suất cho vay bình quân trên thị trường khoảng 12% hoặc thấp

hơn giúp cho thị trường tiền tệ không còn quá căng thẳng như trong khoảng

thời gian trước đó. Song tỷ lệ tăng trưởng của nước ta trong năm 2012 chỉ đạt

khoảng 5% và có thể năm 2013 dù có gia tăng cũng chỉ khoảng 6%. Điều này

có thể khiến cho chính phủ sẽ hướng tới mục tiêu tăng trưởng cho các năm

sau. Và với mục tiêu đó, lạm phát có thể lại tiếp tục gia tăng và khiến lãi suất

gia tăng theo, kéo theo sẽ là hàng loạt các biện pháp thông qua các công cụ

của chính sách tiền tệ để kéo lãi suất về lại mức ổn định như những gì đã từng

xảy ra trong giai đoạn trước đó. Và chu kỳ đó có thể cứ lặp đi lặp lại liên tục,

do đó cần phải có những biện pháp, chính sách dài hạn để góp phần ổn định

lãi suất trong dài hạn, từ đó hướng tới ổn định giá cả, tỷ giá song vẫn có thể

thực hiện mục tiêu tăng trưởng một cách bền vững.

PHỤ LỤC B: BẢNG KẾT QUẢ MÔ HÌNH

I. Bảng kết quả truyền dẫn của lãi suất tái chiết khấu đến lãi suất liên

ngân hàng kỳ hạn 1 tháng trong dài hạn và ngắn hạn giai đoạn tổng thể

 Truyền dẫn dài hạn

Coefficient

Std. Error

t-Statistic

4.237022 0.750097

0.418763 0.056165

10.11794 13.35529

Dependent Variable: IB1 Method: Least Squares Date: 07/19/13 Time: 13:37 Sample: 2004M07 2012M11 Included observations: 101 Variable C TCK

Prob. 0.0000 0.0000

9.268614 3.059906 4.074089 4.125874 4.095053 0.669909

R-squared Adjusted R-squared S.E. of regression Sum squared resid Log likelihood F-statistic Prob(F-statistic)

0.643068 Mean dependent var 0.639462 S.D. dependent var 1.837314 Akaike info criterion 334.1964 Schwarz criterion -203.7415 Hannan-Quinn criter. 178.3636 Durbin-Watson stat 0.000000

 Truyền dẫn ngắn hạn

Dependent Variable: DIB1 Method: Least Squares Date: 08/17/13 Time: 12:36 Sample (adjusted): 2004M12 2012M11 Included observations: 96 after adjustments

Coefficient

Std. Error

t-Statistic

-0.062959 1.008052 0.314826 -0.191565 0.355622 -0.438602

0.136927 0.167906 0.089531 0.107856 0.160727 0.091339

-0.459802 6.003667 3.516402 -1.776116 2.212579 -4.801909

Variable C DTCK DIB1(-2) DIB1(-4) DTCK(-3) IB1_TCK(-1)

Prob. 0.6468 0.0000 0.0007 0.0791 0.0295 0.0000 -0.021458 1.632515 3.479959 3.640231 3.544744 2.013427

R-squared Adjusted R-squared S.E. of regression Sum squared resid Log likelihood F-statistic Prob(F-statistic)

0.364085 Mean dependent var 0.328756 S.D. dependent var 1.337511 Akaike info criterion 161.0042 Schwarz criterion -161.0380 Hannan-Quinn criter. 10.30566 Durbin-Watson stat 0.000000

từ tháng 7/2004 – 11/2012

II. Bảng kết quả truyền dẫn của lãi suất tái chiết khấu đến lãi suất liên

ngân hàng kỳ hạn 3 tháng trong dài hạn và ngắn hạn giai đoạn tổng thể

 Truyền dẫn dài hạn

Coefficient

Std. Error

t-Statistic

5.077525 0.702937

0.312944 0.041972

16.22501 16.74766

Dependent Variable: IB3 Method: Least Squares Date: 07/19/13 Time: 13:38 Sample: 2004M07 2012M11 Included observations: 101 Variable C TCK

Prob. 0.0000 0.0000

9.792772 2.674719 3.491527 3.543312 3.512491 0.794982

R-squared Adjusted R-squared S.E. of regression Sum squared resid Log likelihood F-statistic Prob(F-statistic)

0.739119 Mean dependent var 0.736484 S.D. dependent var 1.373035 Akaike info criterion 186.6372 Schwarz criterion -174.3221 Hannan-Quinn criter. 280.4840 Durbin-Watson stat 0.000000

 Truyền dẫn ngắn hạn

Dependent Variable: DIB3 Method: Least Squares Date: 08/17/13 Time: 12:37 Sample (adjusted): 2005M04 2012M11 Included observations: 92 after adjustments

Coefficient

Std. Error

t-Statistic

0.007981 0.283949 -0.239481 0.229181 0.262049 -0.324269

0.112562 0.137759 0.120576 0.126820 0.128898 0.090675

0.070907 2.061201 -1.986145 1.807131 2.032995 -3.576170

Variable C DTCK DIB3(-8) DTCK(-2) DTCK(-3) IB3_TCK(-1)

Prob. 0.9436 0.0423 0.0502 0.0742 0.0451 0.0006

0.012283 1.194498 3.042472 3.206937 3.108852 2.118166

R-squared Adjusted R-squared S.E. of regression Sum squared resid Log likelihood F-statistic Prob(F-statistic)

0.236897 Mean dependent var 0.192530 S.D. dependent var 1.073367 Akaike info criterion 99.08212 Schwarz criterion -133.9537 Hannan-Quinn criter. 5.339542 Durbin-Watson stat 0.000254

từ tháng 7/2004 – 11/2012

III. Bảng kết quả truyền dẫn của lãi suất liên ngân hàng kỳ hạn 1 tháng đến

lãi suất tiền gửi trong dài hạn và ngắn hạn giai đoạn tổng thể từ tháng

 Truyền dẫn dài hạn

Coefficient

Std. Error

t-Statistic

1.635985 0.863268

0.447502 0.045870

3.655815 18.81992

Dependent Variable: DR Method: Least Squares Date: 07/20/13 Time: 23:36 Sample: 2004M07 2012M11 Included observations: 101 Variable C IB1

Prob. 0.0004 0.0000

9.637287 2.987968 3.535527 3.587312 3.556491 0.984929

R-squared Adjusted R-squared S.E. of regression Sum squared resid Log likelihood F-statistic Prob(F-statistic)

0.781548 Mean dependent var 0.779342 S.D. dependent var 1.403576 Akaike info criterion 195.0326 Schwarz criterion -176.5441 Hannan-Quinn criter. 354.1896 Durbin-Watson stat 0.000000

 Truyền dẫn ngắn hạn

Dependent Variable: DDR Method: Least Squares Date: 08/17/13 Time: 12:17 Sample (adjusted): 2005M04 2012M11 Included observations: 92 after adjustments

Coefficient

Std. Error

t-Statistic

0.038964 0.186349 0.160575 0.174095 0.158112 0.444648 -0.276067 -0.191521 -0.136578

0.054448 0.035278 0.043911 0.041092 0.044082 0.067063 0.072806 0.069969 0.051898

0.715616 5.282332 3.656845 4.236670 3.586807 6.630265 -3.791794 -2.737203 -2.631677

Variable C DIB1 DIB1(-1) DIB1(-4) DIB1(-8) DDR(-1) DDR(-4) DDR(-8) DR_IB1(-1)

Prob. 0.4762 0.0000 0.0004 0.0001 0.0006 0.0000 0.0003 0.0076 0.0101

0.026739 0.905595 1.619472 1.866169 1.719041 1.778817

R-squared Adjusted R-squared S.E. of regression Sum squared resid Log likelihood F-statistic Prob(F-statistic)

0.700249 Mean dependent var 0.671357 S.D. dependent var 0.519154 Akaike info criterion 22.37024 Schwarz criterion -65.49572 Hannan-Quinn criter. 24.23705 Durbin-Watson stat 0.000000

7/2004 – 11/2012

IV. Bảng kết quả truyền dẫn của lãi suất liên ngân hàng kỳ hạn 1 tháng đến

lãi suất cho vay trong dài hạn và ngắn hạn giai đoạn tổng thể từ tháng

 Truyền dẫn dài hạn

Coefficient

Std. Error

t-Statistic

5.602912 0.763794

0.468866 0.048060

11.94992 15.89259

Dependent Variable: LR Method: Least Squares Date: 07/21/13 Time: 11:42 Sample: 2004M07 2012M11 Included observations: 101 Variable C IB1

Prob. 0.0000 0.0000

12.68223 2.757391 3.628799 3.680583 3.649763 0.981539

R-squared Adjusted R-squared S.E. of regression Sum squared resid Log likelihood F-statistic Prob(F-statistic)

0.718410 Mean dependent var 0.715565 S.D. dependent var 1.470583 Akaike info criterion 214.0990 Schwarz criterion -181.2543 Hannan-Quinn criter. 252.5745 Durbin-Watson stat 0.000000

 Truyền dẫn ngắn hạn

Dependent Variable: DLR Method: Least Squares Date: 08/17/13 Time: 12:25 Sample (adjusted): 2005M01 2012M11 Included observations: 95 after adjustments

Coefficient

Std. Error

t-Statistic

0.018292 0.076447 0.187720 0.111113 0.294799 0.199397 -0.230886 -0.179547

0.062952 0.041490 0.050302 0.046940 0.077878 0.082602 0.078324 0.059521

0.290570 1.842521 3.731869 2.367146 3.785393 2.413931 -2.947843 -3.016543

Variable C DIB1 DIB1(-1) DIB1(-4) DLR(-1) DLR(-2) DLR(-5) LR_IB1(-1)

Prob. 0.7721 0.0688 0.0003 0.0201 0.0003 0.0179 0.0041 0.0034

0.022316 0.914818 1.938005 2.153068 2.024906 2.039511

R-squared Adjusted R-squared S.E. of regression Sum squared resid Log likelihood F-statistic Prob(F-statistic)

0.585072 Mean dependent var 0.551687 S.D. dependent var 0.612527 Akaike info criterion 32.64147 Schwarz criterion -84.05522 Hannan-Quinn criter. 17.52500 Durbin-Watson stat 0.000000

7/2004 – 11/2012

V. Bảng kết quả truyền dẫn của lãi suất liên ngân hàng kỳ hạn 3 tháng đến

lãi suất tiền gửi trong dài hạn và ngắn hạn giai đoạn tổng thể từ tháng

 Truyền dẫn dài hạn

Coefficient

Std. Error

t-Statistic

-0.477015 1.032833

0.434152 0.042782

-1.098728 24.14172

Dependent Variable: DR Method: Least Squares Date: 07/21/13 Time: 10:13 Sample: 2004M07 2012M11 Included observations: 101 Variable C IB3

Prob. 0.2746 0.0000

9.637287 2.987968 3.127068 3.178853 3.148032 1.253390

R-squared Adjusted R-squared S.E. of regression Sum squared resid Log likelihood F-statistic Prob(F-statistic)

0.854801 Mean dependent var 0.853334 S.D. dependent var 1.144301 Akaike info criterion 129.6330 Schwarz criterion -155.9169 Hannan-Quinn criter. 582.8229 Durbin-Watson stat 0.000000

 Truyền dẫn ngắn hạn

Dependent Variable: DDR Method: Least Squares Date: 08/17/13 Time: 12:23 Sample (adjusted): 2005M01 2012M11 Included observations: 95 after adjustments

Coefficient

Std. Error

t-Statistic

0.007347 0.231206 0.149648 0.119034 0.117930 0.464194 -0.227795 -0.268041

0.061092 0.061550 0.070129 0.066311 0.060897 0.099279 0.078140 0.076186

0.120259 3.756373 2.133879 1.795081 1.936543 4.675641 -2.915234 -3.518240

Variable C DIB3 DIB3(-1) DIB3(-2) DIB3(-5) DDR(-1) DDR(-5) DR_IB3(-1)

Prob. 0.9046 0.0003 0.0357 0.0761 0.0560 0.0000 0.0045 0.0007

0.025895 0.891040 1.877427 2.092490 1.964329 1.941160

R-squared Adjusted R-squared S.E. of regression Sum squared resid Log likelihood F-statistic Prob(F-statistic)

0.588340 Mean dependent var 0.555217 S.D. dependent var 0.594252 Akaike info criterion 30.72283 Schwarz criterion -81.17779 Hannan-Quinn criter. 17.76274 Durbin-Watson stat 0.000000

7/2004 – 11/2012

VI. Bảng kết quả truyền dẫn của lãi suất liên ngân hàng kỳ hạn 3 tháng đến

lãi suất cho vay trong dài hạn và ngắn hạn giai đoạn tổng thể từ tháng

 Truyền dẫn dài hạn

Coefficient

Std. Error

t-Statistic

3.735496 0.913605

0.487105 0.048000

7.668768 19.03339

Dependent Variable: LR Method: Least Squares Date: 07/21/13 Time: 11:30 Sample: 2004M07 2012M11 Included observations: 101 Variable C IB3

Prob. 0.0000 0.0000

12.68223 2.757391 3.357238 3.409022 3.378201 0.959090

R-squared Adjusted R-squared S.E. of regression Sum squared resid Log likelihood F-statistic Prob(F-statistic)

0.785375 Mean dependent var 0.783207 S.D. dependent var 1.283870 Akaike info criterion 163.1838 Schwarz criterion -167.5405 Hannan-Quinn criter. 362.2698 Durbin-Watson stat 0.000000

 Truyền dẫn ngắn hạn

Dependent Variable: DLR Method: Least Squares Date: 08/17/13 Time: 12:24 Sample (adjusted): 2005M01 2012M11 Included observations: 95 after adjustments

Coefficient

Std. Error

t-Statistic

0.003407 0.127826 0.166060 0.159304 0.262518 0.233571 -0.202011 -0.238605

0.070701 0.069686 0.083026 0.073502 0.101535 0.100386 0.089336 0.079967

0.048183 1.834315 2.000089 2.167333 2.585486 2.326736 -2.261236 -2.983815

Variable C DIB3 DIB3(-1) DIB3(-2) DLR(-1) DLR(-2) DLR(-5) LR_IB3(-1)

Prob. 0.9617 0.0700 0.0486 0.0329 0.0114 0.0223 0.0262 0.0037

0.022316 0.914818 2.169021 2.384084 2.255922 2.068033

R-squared Adjusted R-squared S.E. of regression Sum squared resid Log likelihood F-statistic Prob(F-statistic)

0.477241 Mean dependent var 0.435180 S.D. dependent var 0.687527 Akaike info criterion 41.12431 Schwarz criterion -95.02849 Hannan-Quinn criter. 11.34638 Durbin-Watson stat 0.000000

7/2004 – 11/2012

VII. Bảng kết quả truyền dẫn của lãi suất tái chiết khấu đến lãi suất liên

ngân hàng kỳ hạn 1 tháng trong dài hạn và ngắn hạn giai đoạn từ tháng

 Truyền dẫn dài hạn

Coefficient

Std. Error

t-Statistic

5.315585 0.431881

0.597570 0.143828

8.895334 3.002753

Dependent Variable: IB1 Method: Least Squares Date: 07/26/13 Time: 01:05 Sample: 2004M07 2007M12 Included observations: 42 Variable C TCK

Prob. 0.0000 0.0046

7.094524 0.553883 1.524136 1.606882 1.554466 0.742170

R-squared Adjusted R-squared S.E. of regression Sum squared resid Log likelihood F-statistic Prob(F-statistic)

0.183949 Mean dependent var 0.163547 S.D. dependent var 0.506569 Akaike info criterion 10.26449 Schwarz criterion -30.00685 Hannan-Quinn criter. 9.016527 Durbin-Watson stat 0.004596

 Truyền dẫn ngắn hạn

Dependent Variable: DIB1 Method: Least Squares Date: 07/27/13 Time: 10:57 Sample (adjusted): 2005M02 2007M12 Included observations: 35 after adjustments

Coefficient

Std. Error

t-Statistic

0.018609 0.010766 0.346245 0.319914 0.408055 0.351588 -0.564309

0.072918 0.627981 0.192101 0.207674 0.200433 0.241414 0.173229

0.255206 0.017144 1.802406 1.540466 2.035870 1.456372 -3.257582

Variable C DTCK DIB1(-2) DIB1(-3) DIB1(-5) DIB1(-6) IB1_TCK(-1)

Prob. 0.8004 0.9864 0.0823 0.1347 0.0513 0.1564 0.0029

0.030857 0.459721 1.257507 1.568576 1.364888 1.753104

R-squared Adjusted R-squared S.E. of regression Sum squared resid Log likelihood F-statistic Prob(F-statistic)

0.327741 Mean dependent var 0.183686 S.D. dependent var 0.415358 Akaike info criterion 4.830634 Schwarz criterion -15.00637 Hannan-Quinn criter. 2.275103 Durbin-Watson stat 0.064945

7/2004 – 12/2007

VIII. Bảng kết quả truyền dẫn của lãi suất tái chiết khấu đến lãi suất liên

ngân hàng kỳ hạn 3 tháng trong dài hạn và ngắn hạn giai đoạn từ tháng

7/2004 – 12/2007

Coefficient

Std. Error

t-Statistic

4.948090 0.644683

0.413832 0.099605

11.95677 6.472427

Dependent Variable: IB3 Method: Least Squares Date: 07/26/13 Time: 01:12 Sample: 2004M07 2007M12 Included observations: 42 Variable C TCK

Prob. 0.0000 0.0000

7.603571 0.495796 0.789311 0.872057 0.819641 1.128922

R-squared Adjusted R-squared S.E. of regression Sum squared resid Log likelihood F-statistic Prob(F-statistic)

0.511554 Mean dependent var 0.499343 S.D. dependent var 0.350811 Akaike info criterion 4.922740 Schwarz criterion -14.57553 Hannan-Quinn criter. 41.89232 Durbin-Watson stat 0.000000

 Truyền dẫn ngắn hạn

Dependent Variable: DIB3 Method: Least Squares Date: 08/14/13 Time: 23:12 Sample (adjusted): 2004M10 2007M12 Included observations: 39 after adjustments

Coefficient

Std. Error

t-Statistic

0.034715 -0.119088 0.336213 -0.487497

0.048975 0.371322 0.137489 0.139709

0.708826 -0.320714 2.445378 -3.489381

Variable C DTCK DIB3(-2) IB3_TCK(-1)

Prob. 0.4831 0.7503 0.0196 0.0013

0.035385 0.352120 0.472631 0.643253 0.533849 2.244439

R-squared Adjusted R-squared S.E. of regression Sum squared resid Log likelihood F-statistic Prob(F-statistic)

0.366714 Mean dependent var 0.312432 S.D. dependent var 0.291977 Akaike info criterion 2.983771 Schwarz criterion -5.216313 Hannan-Quinn criter. 6.755764 Durbin-Watson stat 0.001029

 Truyền dẫn dài hạn

IX. Bảng kết quả truyền dẫn của lãi suất liên ngân hàng kỳ hạn 1 tháng đến

lãi suất tiền gửi trong dài hạn và ngắn hạn giai đoạn từ tháng 7/2004 –

 Truyền dẫn dài hạn

Coefficient

Std. Error

t-Statistic

4.443500 0.401024

0.834031 0.117212

5.327739 3.421363

Dependent Variable: DR Method: Least Squares Date: 07/26/13 Time: 23:39 Sample: 2004M07 2007M12 Included observations: 42 Variable C IB1

Prob. 0.0000 0.0014

7.288571 0.466829 1.128745 1.211492 1.159075 0.259851

R-squared Adjusted R-squared S.E. of regression Sum squared resid Log likelihood F-statistic Prob(F-statistic)

0.226391 Mean dependent var 0.207051 S.D. dependent var 0.415701 Akaike info criterion 6.912282 Schwarz criterion -21.70365 Hannan-Quinn criter. 11.70572 Durbin-Watson stat 0.001449

 Truyền dẫn ngắn hạn

Dependent Variable: DDR Method: Least Squares Date: 08/14/13 Time: 23:02 Sample (adjusted): 2005M04 2007M12 Included observations: 33 after adjustments

Coefficient

Std. Error

t-Statistic

0.007473 0.054770 0.047032 0.082532 0.378921 -0.107264

0.011749 0.020070 0.030660 0.032216 0.071301 0.040323

0.636023 2.728933 1.533981 2.561812 5.314361 -2.660080

Variable C DIB1 DIB1(-7) DIB1(-8) DDR(-5) DR_IB1(-1)

Prob. 0.5301 0.0110 0.1367 0.0163 0.0000 0.0130

R-squared Adjusted R-squared S.E. of regression Sum squared resid Log likelihood F-statistic

0.738967 Mean dependent var 0.690628 S.D. dependent var 0.049710 Akaike info criterion 0.066720 Schwarz criterion 55.53705 Hannan-Quinn criter. 15.28707 Durbin-Watson stat

0.000000 0.089373 -3.002246 -2.730153 -2.910695 2.629439

Prob(F-statistic)

0.000000

12/2007

X. Bảng kết quả truyền dẫn của lãi suất liên ngân hàng kỳ hạn 3 tháng đến

lãi suất tiền gửi trong dài hạn và ngắn hạn giai đoạn từ tháng 7/2004 –

 Truyền dẫn dài hạn

Coefficient

Std. Error

t-Statistic

1.721511 0.732164

0.713232 0.093608

2.413675 7.821576

Dependent Variable: DR Method: Least Squares Date: 07/27/13 Time: 10:37 Sample: 2004M07 2007M12 Included observations: 42 Variable C IB3

Prob. 0.0205 0.0000

7.288571 0.466829 0.457442 0.540188 0.487772 0.903733

R-squared Adjusted R-squared S.E. of regression Sum squared resid Log likelihood F-statistic Prob(F-statistic)

0.604653 Mean dependent var 0.594770 S.D. dependent var 0.297173 Akaike info criterion 3.532467 Schwarz criterion -7.606280 Hannan-Quinn criter. 61.17706 Durbin-Watson stat 0.000000

 Truyền dẫn ngắn hạn

Dependent Variable: DDR Method: Least Squares Date: 08/14/13 Time: 23:04 Sample (adjusted): 2005M04 2007M12 Included observations: 33 after adjustments

Coefficient

Std. Error

t-Statistic

-0.008347 0.054591 -0.038835 0.067918 0.439972 -0.067474

0.010914 0.030319 0.029388 0.031845 0.073187 0.050824

-0.764748 1.800563 -1.321468 2.132786 6.011618 -1.327603

Variable C DIB3 DIB3(-6) DIB3(-8) DDR(-5) DR_IB3(-1)

Prob. 0.4511 0.0830 0.1974 0.0422 0.0000 0.1954

0.000000 0.089373 -2.821831 -2.549739 -2.730280 2.426276

R-squared Adjusted R-squared S.E. of regression Sum squared resid Log likelihood F-statistic Prob(F-statistic)

0.687358 Mean dependent var 0.629461 S.D. dependent var 0.054403 Akaike info criterion 0.079911 Schwarz criterion 52.56021 Hannan-Quinn criter. 11.87213 Durbin-Watson stat 0.000004

12/2007

XI. Bảng kết quả truyền dẫn của lãi suất tái chiết khấu đến lãi suất liên

ngân hàng kỳ hạn 1 tháng trong dài hạn và ngắn hạn giai đoạn từ tháng

 Truyền dẫn dài hạn

Coefficient

Std. Error

t-Statistic

4.985436 0.681901

0.893415 0.098138

5.580201 6.948412

1/2008 – 11/2012

Prob. 0.0000 0.0000

10.81627 3.172850 4.584264 4.654689 4.611755 0.680111

R-squared Adjusted R-squared S.E. of regression Sum squared resid Log likelihood F-statistic Prob(F-statistic)

0.458589 Mean dependent var 0.449090 S.D. dependent var 2.354994 Akaike info criterion 316.1217 Schwarz criterion -133.2358 Hannan-Quinn criter. 48.28043 Durbin-Watson stat 0.000000

 Truyền dẫn ngắn hạn

Dependent Variable: DIB1 Method: Least Squares Date: 08/17/13 Time: 12:01 Sample (adjusted): 2008M05 2012M11 Included observations: 55 after adjustments

Coefficient

Std. Error

t-Statistic

-0.174904 0.714908 0.297927 0.211129 -0.347198

0.190865 0.181813 0.168882 0.114889 0.115637

-0.916374 3.932103 1.764111 1.837687 -3.002476

Variable C DTCK DTCK(-3) DIB1(-2) IB1_TCK(-1)

Prob. 0.3639 0.0003 0.0838 0.0721 0.0042 -0.150364 1.599748 3.606142 3.788626 3.676710 1.758556

R-squared Adjusted R-squared S.E. of regression Sum squared resid Log likelihood F-statistic Prob(F-statistic)

0.284588 Mean dependent var 0.227355 S.D. dependent var 1.406182 Akaike info criterion 98.86739 Schwarz criterion -94.16889 Hannan-Quinn criter. 4.972444 Durbin-Watson stat 0.001876

Dependent Variable: IB1 Method: Least Squares Date: 07/28/13 Time: 01:27 Sample: 2008M01 2012M11 Included observations: 59 Variable C TCK

XII. Bảng kết quả truyền dẫn của lãi suất tái chiết khấu đến lãi suất liên

ngân hàng kỳ hạn 3 tháng trong dài hạn và ngắn hạn giai đoạn từ tháng

 Truyền dẫn dài hạn

Coefficient

Std. Error

t-Statistic

6.350713 0.584793

0.643155 0.070648

9.874315 8.277589

Dependent Variable: IB3 Method: Least Squares Date: 07/28/13 Time: 01:33 Sample: 2008M01 2012M11 Included observations: 59 Variable C TCK

Prob. 0.0000 0.0000

11.35119 2.493973 3.926931 3.997356 3.954422 0.812865

0.545884 Mean dependent var 0.537917 S.D. dependent var 1.695321 Akaike info criterion 163.8244 Schwarz criterion -113.8445 Hannan-Quinn criter. 68.51848 Durbin-Watson stat 0.000000

R-squared Adjusted R-squared S.E. of regression Sum squared resid Log likelihood F-statistic Prob(F-statistic)

 Truyền dẫn ngắn hạn

Dependent Variable: DIB3 Method: Least Squares Date: 08/17/13 Time: 12:01 Sample (adjusted): 2008M05 2012M11 Included observations: 55 after adjustments

Coefficient

Std. Error

t-Statistic

-0.125741 0.361201 0.339265 0.170217 -0.456207

0.167320 0.155915 0.147943 0.123065 0.114538

-0.751503 2.316660 2.293203 1.383153 -3.983011

Variable C DTCK DTCK(-3) DIB3(-3) IB3_TCK(-1)

R-squared Adjusted R-squared S.E. of regression Sum squared resid Log likelihood

0.287144 Mean dependent var 0.230116 S.D. dependent var 1.238731 Akaike info criterion 76.72273 Schwarz criterion -87.19540 Hannan-Quinn criter.

Prob. 0.4559 0.0247 0.0261 0.1728 0.0002 -0.103818 1.411771 3.352560 3.535045 3.423128

1/2008 – 11/2012

1.988352

F-statistic Prob(F-statistic)

5.035107 Durbin-Watson stat 0.001729

XIII. Bảng kết quả truyền dẫn của lãi suất liên ngân hàng kỳ hạn 1 tháng đến

lãi suất tiền gửi trong dài hạn và ngắn hạn giai đoạn từ tháng 1/2008 –

 Truyền dẫn dài hạn

Coefficient

Std. Error

t-Statistic

3.281944 0.743233

0.777476 0.069020

4.221278 10.76832

Dependent Variable: DR Method: Least Squares Date: 07/28/13 Time: 01:04 Sample: 2008M01 2012M11 Included observations: 59 Variable C IB1

Prob. 0.0001 0.0000

11.32095 2.880017 3.894182 3.964607 3.921673 0.930019

0.670438 Mean dependent var 0.664656 S.D. dependent var 1.667786 Akaike info criterion 158.5461 Schwarz criterion -112.8784 Hannan-Quinn criter. 115.9567 Durbin-Watson stat 0.000000

R-squared Adjusted R-squared S.E. of regression Sum squared resid Log likelihood F-statistic Prob(F-statistic)

 Truyền dẫn ngắn hạn

Dependent Variable: DDR Method: Least Squares Date: 08/17/13 Time: 11:57 Sample (adjusted): 2008M10 2012M11 Included observations: 50 after adjustments

Coefficient

Std. Error

t-Statistic

0.011510 0.200358 0.154348 0.526704 -0.190358 -0.269958

0.096994 0.062855 0.056147 0.100120 0.090113 0.069429

0.118670 3.187643 2.749022 5.260748 -2.112432 -3.888272

Variable C DIB1 DIB1(-8) DDR(-1) DDR(-8) DR_IB1(-1)

R-squared Adjusted R-squared S.E. of regression

0.606375 Mean dependent var 0.561645 S.D. dependent var 0.668355 Akaike info criterion

Prob. 0.9061 0.0026 0.0086 0.0000 0.0404 0.0003 -0.158400 1.009471 2.144171

11/2012

2.373614 2.231544 1.676186

Sum squared resid Log likelihood F-statistic Prob(F-statistic)

19.65471 Schwarz criterion -47.60427 Hannan-Quinn criter. 13.55631 Durbin-Watson stat 0.000000

XIV. Bảng kết quả truyền dẫn của lãi suất liên ngân hàng kỳ hạn 1 tháng đến

lãi suất cho vay trong dài hạn và ngắn hạn giai đoạn từ tháng 1/2008 –

 Truyền dẫn dài hạn

Coefficient

Std. Error

t-Statistic

5.778965 0.752258

0.883129 0.078400

6.543739 9.595179

Dependent Variable: LR Method: Least Squares Date: 07/28/13 Time: 01:25 Sample: 2008M01 2012M11 Included observations: 59 Variable C IB1

Prob. 0.0000 0.0000

13.91559 3.037069 4.149018 4.219443 4.176509 0.981306

0.617623 Mean dependent var 0.610914 S.D. dependent var 1.894424 Akaike info criterion 204.5641 Schwarz criterion -120.3960 Hannan-Quinn criter. 92.06746 Durbin-Watson stat 0.000000

R-squared Adjusted R-squared S.E. of regression Sum squared resid Log likelihood F-statistic Prob(F-statistic)

 Truyền dẫn ngắn hạn

11/2012

Coefficient

Std. Error

t-Statistic

-0.040620 0.138085 0.326454 0.242321 -0.173803 -0.224880

0.106475 0.069962 0.120212 0.116332 0.095907 0.072928

-0.381500 1.973728 2.715647 2.083001 -1.812200 -3.083569

Variable C DIB1 DLR(-1) DLR(-2) DLR(-5) LR_IB1(-1)

R-squared Adjusted R-squared

0.483790 Mean dependent var 0.428874 S.D. dependent var

Prob. 0.7046 0.0543 0.0092 0.0427 0.0763 0.0034 -0.127251 1.012320

Dependent Variable: DLR Method: Least Squares Date: 08/17/13 Time: 12:03 Sample (adjusted): 2008M07 2012M11 Included observations: 53 after adjustments

2.408491 2.631543 2.494266 2.045811

S.E. of regression Sum squared resid Log likelihood F-statistic Prob(F-statistic)

0.765039 Akaike info criterion 27.50838 Schwarz criterion -57.82501 Hannan-Quinn criter. 8.809653 Durbin-Watson stat 0.000006

XV. Bảng kết quả truyền dẫn của lãi suất liên ngân hàng kỳ hạn 3 tháng đến

lãi suất tiền gửi trong dài hạn và ngắn hạn giai đoạn từ tháng 1/2008 –

 Truyền dẫn dài hạn

Coefficient

Std. Error

t-Statistic

0.022528 0.995352

0.900955 0.077552

0.025005 12.83460

Dependent Variable: DR Method: Least Squares Date: 07/28/13 Time: 01:08 Sample: 2008M01 2012M11 Included observations: 59 Variable C IB3

Prob. 0.9801 0.0000

11.32095 2.880017 3.645776 3.716201 3.673267 1.194768

R-squared Adjusted R-squared S.E. of regression Sum squared resid Log likelihood F-statistic Prob(F-statistic)

0.742927 Mean dependent var 0.738417 S.D. dependent var 1.472990 Akaike info criterion 123.6729 Schwarz criterion -105.5504 Hannan-Quinn criter. 164.7270 Durbin-Watson stat 0.000000

 Truyền dẫn ngắn hạn

Dependent Variable: DDR Method: Least Squares Date: 08/17/13 Time: 12:00 Sample (adjusted): 2008M10 2012M11 Included observations: 50 after adjustments

Coefficient

Std. Error

t-Statistic

-0.006119 0.245867 0.197834 0.628090 -0.167426 -0.122383 -0.301831

0.098047 0.079946 0.074907 0.106840 0.094651 0.085436 0.087198

0.062408 3.075423 2.641074 5.878781 -1.768887 -1.432455 -3.461434

Variable C DIB3 DIB5(-5) DDR(-1) DDR(-5) DDR(-8) DR_IB3(-1)

Prob. 0.9505 0.0036 0.0115 0.0000 0.0840 0.1592 0.0012

11/2012

-0.158400 1.009471 2.162389 2.430072 2.264324 1.954976

R-squared Adjusted R-squared S.E. of regression Sum squared resid Log likelihood F-statistic Prob(F-statistic)

0.614856 Mean dependent var 0.561115 S.D. dependent var 0.668758 Akaike info criterion 19.23122 Schwarz criterion -47.05973 Hannan-Quinn criter. 11.44111 Durbin-Watson stat 0.000000

XVI. Bảng kết quả truyền dẫn của lãi suất liên ngân hàng kỳ hạn 3 tháng đến lãi suất cho vay trong dài hạn và ngắn hạn giai đoạn từ tháng 1/2008 – 11/2012

 Truyền dẫn dài hạn

Coefficient

Std. Error

t-Statistic

2.154284 1.036130

0.984546 0.084748

2.188099 12.22608

Dependent Variable: LR Method: Least Squares Date: 07/28/13 Time: 01:11 Sample: 2008M01 2012M11 Included observations: 59 Variable C IB3

Prob. 0.0328 0.0000

13.91559 3.037069 3.823228 3.893653 3.850719 1.191251

R-squared Adjusted R-squared S.E. of regression Sum squared resid Log likelihood F-statistic Prob(F-statistic)

0.723940 Mean dependent var 0.719097 S.D. dependent var 1.609655 Akaike info criterion 147.6865 Schwarz criterion -110.7852 Hannan-Quinn criter. 149.4769 Durbin-Watson stat 0.000000

 Truyền dẫn ngắn hạn

Dependent Variable: DLR Method: Least Squares Date: 08/17/13 Time: 12:04 Sample (adjusted): 2008M09 2012M11 Included observations: 51 after adjustments

Coefficient

Std. Error

t-Statistic

-0.041143 0.177029 -0.177057 0.383822 0.260038 -0.310249

0.110148 0.087309 0.091311 0.124137 0.128080 0.082567

-0.373530 2.027624 -1.939054 3.091930 2.030275 -3.757549

Variable C DIB3 DIB3(-7) DLR(-1) DLR(-2) LR_IB3(-1)

R-squared Adjusted R-squared

0.480127 Mean dependent var 0.422363 S.D. dependent var

Prob. 0.7105 0.0485 0.0588 0.0034 0.0483 0.0005 -0.153333 1.016414

2.431759 2.659033 2.518607 1.870442

S.E. of regression Sum squared resid Log likelihood F-statistic Prob(F-statistic)

0.772499 Akaike info criterion 26.85397 Schwarz criterion -56.00986 Hannan-Quinn criter. 8.311922 Durbin-Watson stat 0.000013

Luận văn Thạc sĩ Kinh tế: Hiệu ứng truyền dẫn từ lãi suất chính sách đến lãi suất thị trường

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

BÙI THỊ DIỄM PHÚC

HIỆU ỨNG TRUYỀN DẪN TỪ LÃI SUẤT

CHÍNH SÁCH ĐẾN LÃI SUẤT THỊ TRƯỜNG

LUẬN VĂN THẠC SĨ KINH TẾ TP. Hồ Chí Minh – Năm 2013

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

BÙI THỊ DIỄM PHÚC

HIỆU ỨNG TRUYỀN DẪN TỪ LÃI SUẤT

CHÍNH SÁCH ĐẾN LÃI SUẤT THỊ TRƯỜNG

Chuyên ngành: Tài chính - Ngân hàng

Mã số: 60340201

LUẬN VĂN THẠC SĨ KINH TẾ

NGƯỜI HƯỚNG DẪN KHOA HỌC:

PGS.TS NGUYỄN NGỌC ĐỊNH

TP. Hồ Chí Minh – Năm 2013

LỜI CAM ĐOAN

DANH MỤC CÁC CHỮ VIẾT TẮT

DANH MỤC CÁC BẢNG, BIỂU

DANH MỤC CÁC HÌNH VẼ, ĐỒ THỊ

Hình 4.2.1: Tốc độ tăng trưởng GDP ở Việt Nam qua các năm

Hình A.1: Tình hình biến động của tốc độ tăng GDP, tăng trường tín dụng, lạm

Hình A.2: Trần lãi suất

MỤC LỤC

Trang phụ bìa

Lời cam đoan

Mục lục

Danh mục các chữ viết tắt

Danh mục các bảng, biểu

Danh mục các hình vẽ, đồ thị

Tóm tắt ....................................................................................................................... 1

1. Giới thiệu chung ................................................................................................. 2

2. Tổng quan các kết quả nghiên cứu trước đây ................................................. 4

3. Phương pháp nghiên cứu và dữ liệu............................................................... 16

4. Kết quả nghiên cứu .......................................................................................... 20

5. Kết luận ............................................................................................................. 47

TÀI LIỆU THAM KHẢO

Tiếng nước ngoài

Các trang điện tử:

PHỤ LỤC A: SƠ LƯỢC CHÍNH SÁCH TIỀN TỆ VIỆT NAM

PHỤ LỤC B: BẢNG KẾT QUẢ MÔ HÌNH

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