Luận văn Thạc sĩ Kinh tế: Kiểm định cơ chế truyền dẫn chính sách tiền tệ đến nền kinh tế vĩ mô của Việt Nam giai đoạn 2000-2012

BỘ GIÁO DỤC VÀ ĐÀO TẠO

TRƯỜNG ĐẠI HỌC KINH TẾ THÀNH PHỐ HỒ CHÍ MINH

-o0o-

ĐỒNG THỊ NGỌC HIỀN

KIỂM ĐỊNH CƠ CHẾ TRUYỀN DẪN

CHÍNH SÁCH TIỀN TỆ ĐẾN NỀN KINH TẾ

VĨ MÔ CỦA VIỆT NAM

GIAI ĐOẠN 2000 -2012

LUẬN VĂN THẠC SĨ KINH TẾ

TP Hồ Chí Minh - Năm 2013

BỘ GIÁO DỤC VÀ ĐÀO TẠO

TRƯỜNG ĐẠI HỌC KINH TẾ THÀNH PHỐ HỒ CHÍ MINH

-o0o-

ĐỒNG THỊ NGỌC HIỀN

KIỂM ĐỊNH CƠ CHẾ TRUYỀN DẪN

CHÍNH SÁCH TIỀN TỆ ĐẾN NỀN KINH TẾ

VĨ MÔ CỦA VIỆT NAM

GIAI ĐOẠN 2000-2012

Chuyên ngành: Tài chính - Ngân hàng

Mã số: 60340201

Người hướng dẫn khoa học: TS Lê Thị Khoa Nguyên

LUẬN VĂN THẠC SĨ KINH TẾ

TP Hồ Chí Minh - Năm 2013

LỜI CẢM ƠN

Để hoàn thành chương trình cao học và luận văn, tôi đã nhận được sự hướng dẫn, giúp đỡ và góp ý nhiệt tình của quý thầy cô trường Đại Học Kinh Tế Thành Phố Hồ Chí Minh, bạn bè, gia đình và các đồng nghiệp.

Trước tiên, tôi xin chân thành gửi lời cảm ơn đến TS Lê Thị Khoa Nguyên- người

đã tận tình hướng dẫn tôi trong suốt quá trình thực hiện luận văn.

Cuối cùng, tôi xin gởi lời cảm ơn đến tất cả các thầy cô đã tận tình giảng dạy ba năm học cao học. Cảm ơn gia đình, bạn bè, đồng nghiệp, đặc biệt là chồng và đứa con sắp chào đời của tôi, đã luôn ủng hộ, bên cạnh và giúp đỡ và tạo điều kiện tốt nhất cho tôi hoàn thành luận văn này.

TP. Hồ Chí Minh, tháng 07 năm 2013

Học viên

ĐỒNG THỊ NGỌC HIỀN

DANH MỤC CHỮ VIẾT TẮT

ADF: Augmented Dickey Fuller,

AIC: Akaike’s Information Criterion,

CPI: Chỉ số giá tiêu dùng,

FPE: Final Prediction Error,

HP: Hodrick- Prescott,

HQIC: Hannan and Quinn Information Criterion,

IMF: Tiền tệ quốc tế,

IRFs: Impulse response funtions,

LR: Likelihood-Ratio test,

NHNN: Ngân hàng Nhà Nước Việt Nam,

OECD: T ch c h tác à hát t i n inh tế,

SBIC: Schwarz’s Bayesian Information Criterion,

SVAR: Structual Vector Autorgressive Model,

VAR: Vector Autorgressive Model,

VNĐ: Việt Nam Đồng,

WB: Ngân hàng thế giới.

iii

DANH MỤC HÌNH

Hình 2.1: Mối liên hệ giữa nguyên tắc chính sách và cơ chế dẫn truyền,

Hình 2.2: Hai giai đoạn của cơ chế dẫn truyền chính sách tiền tệ,

Hình 2.3: Hoạt động của hệ thống kênh truyền dẫn dưới tác động của các cú sốc,

Hình 4.1: Phản ứng của các biến số nền kinh tế vĩ mô trước cú sốc sản lượng,

Hình 4.2: Phản ứng của các biến số nền kinh tế vĩ mô trước cú sốc lạm phát,

Hình 4.3: Phản ứng của các biến số nền kinh tế vĩ mô trước cú sốc cung tiền,

Hình 4.4: Phản ứng của các biến số nền kinh tế vĩ mô trước cú sốc lãi suất,

Hình 4.5: Phản ứng của các biến số nền kinh tế vĩ mô trước cú sốc tỷ giá,

Hình 4.6: Phản ứng của các biến số nền kinh tế vĩ mô trước cú sốc bên ngoài.

DANH MỤC BẢNG

Bảng 3.1: Các biến trong mô hình cấu trúc tự hồi quy véc tơ (SVAR),

Bảng 3.2 : Cấu trúc ma trận A0,

Bảng 4.1 Kết quả phân rã phương sai biến sản lượng,

Bảng 4.2 Kết quả phân rã phương sai biến lạm phát,

Bảng 4.3 Kết quả phân rã phương sai biến cung tiền,

Bảng 4.4 Kết quả phân rã phương sai biến lãi suất,

Bảng 4.5 Kết quả phân rã phương sai biến tỷ giá,

TÓM TẮT

Tìm hi u ề cơ chế t uyền dẫn của chính sách tiền tệ là ấn đề tối quan t ọng của

các nhà điều hành chính sách. Bài nghiên c u của tác giả nghiên c u ề tác động cơ chế

truyền dẫn chính sách tiền tệ đến nền inh tế ĩ mô của Việt Nam bằng cách sử dụng mô

hình SVAR, tậ t ung ào mối quan hệ giữa sản lư ng, lạm hát, cung tiền, lãi suất, tỷ

giá, tìm hi u m c độ à thời gian của các biến số chính sách tiền tệ (lãi suất, tỷ giá, lạm

hát…) tác động đến nền inh tế ĩ mô.

Bài nghiên c u tìm thấy bằng ch ng cho thấy các công cụ chính sách lãi suất à tỷ

giá có ai t ò há mờ nhạt, biến cung tiền là nhân tố có ảnh hưởng đáng t ong hầu hết

các cú sốc.

MỤC LỤC

LỜI CẢM ƠN .................................................................................................................... i

DANH MỤC CHỮ VIẾT TẮT ........................................................................................ ii

DANH MỤC HÌNH ......................................................................................................... iii

DANH MỤC BẢNG ........................................................................................................ iv

TÓM TẮT ......................................................................................................................... v

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

2. Tổng quan các nghiên cứu trước đây: ...................................................................... 3

2.1. Khung lý thuyết ề chính sách tiền tệ à cơ chế truyền dẫn ................................... 3 2.2. Các nghiên c u thực nghiệm ề tác động của chính sách tiền tệ các nước ............. 6 2.3. Các nghiên c u thực nghiệm ề tác động của chính sách tiền tệ ề Việt Nam ..... 10 3. Phương pháp nghiên cứu: ....................................................................................... 13

3.1. Giới thiệu hương há SVAR:........................................................................... 13 3.2. Các bước thực hiện: ............................................................................................. 15 3.3. Dữ liệu nghiên c u: ............................................................................................. 16 3.4. Cấu t úc mô hình cho Việt Nam .......................................................................... 17 3.5. Xử lý dữ liệu: ...................................................................................................... 19 4. Nội dung và kết quả nghiên cứu: ............................................................................ 20

4.1. Kết quả ước lư ng các ma t ận hệ số ................................................................... 20 4.2. Phân tích hàm hản ng đẩy (IRF) ...................................................................... 20 4.2.1. Phản ứng của các biến kinh tế vĩ mô trước cú sốc sản lượng ........................ 20 4.2.2. Phản ứng của các biến số nền kinh tế vĩ mô trước cú sốc lạm phát: .............. 23 4.2.3. Phản ứng của các biến số nền kinh tế vĩ mô trước cú sốc cung tiền .............. 25 4.2.4. Phản ứng của các biến số nền kinh tế vĩ mô trước cú sốc lãi suất ................. 26 4.2.5. Phản ứng của trước cú sốc tỷ giá .................................................................. 27 4.2.6. Phản ứng của các biến số nền kinh tế vĩ mô trước cú sốc bên ngoài: ............ 29 4.3. Phân tích hân ã hương sai ............................................................................... 31 4.3.1. Phân rã phương sai biến sản lượng: ............................................................. 32 4.3.2. Phân rã phương sai nhân tố lạm phát: .......................................................... 33 4.3.3. Phân rã phương sai biến động của cung tiền M2: ......................................... 34 4.3.4. Phân rã phương sai đối với nhân tố lãi suất.................................................. 36 4.3.5. Phân rã phương sai đối với biến tỷ giá hối đoái ............................................ 38 4.4. Những hạn chế t ong ết quả nghiên c u ............................................................. 39 5. KẾT LUẬN .............................................................................................................. 39

6. HƯỚNG PHÁT TRIỂN ĐỀ TÀI ............................................................................ 40

DANH MỤC TÀI LIỆU THAM KHẢO ....................................................................... 42

DANH MỤC TÀI LIỆU TIẾNG ANH .......................................................................... 42

DANH MỤC TÀI LIỆU TIẾNG VIỆT ......................................................................... 45

PHỤ LỤC ........................................................................................................................ 47

1. Giới thiệu

Chính sách tiền tệ luôn đư c xem là công cụ quan t ọng đ điều tiết nền inh tế ĩ mô

thông qua các chỉ tiêu như cung tiền, tín dụng, lãi suất, tỷ giá hối đoái… do đó, đ có một

chính sách tiền tệ hù h đòi hỏi chúng ta hải hi u cơ chế t uyền dẫn, m c độ à tác

động cụ th của nó như thế nào. Bài nghiên c u xuất hát từ thực t ạng nền inh tế ĩ mô

Việt Nam t ong những năm qua có nhiều bất n và nền inh tế nhận đư c các biện pháp

NHNN đưa a đ điều chỉnh nền inh tế ĩ mô thông qua các yếu tố như lãi suất, tỷ giá,

cung tiền…. Vậy các biến số inh tế ĩ mô như sản lư ng, lạm hát, tỷ giá, cung tiền, tỷ

giá… sẽ hản ng như thế nào, thời gian à m c độ tác động a sao t ước các sự thay đ i

của các yếu tố t ên.

Hiện nay các nghiên c u ề chính sách tiền tệ tại Việt Nam ẫn chủ yếu dừng lại t ên

hía cạnh lí thuyết à có há ít những hảo sát thực nghiệm thì iệc tìm lời giải dưới góc

nhìn định lư ng cho những câu hỏi đặt a là điều ất cần thiết, nhất là cho quá t ình hoạch

định chính sách. Xuất hát từ nhu cầu cấ bách đó, bài nghiên c u nghiên c u đã tiến hành

mô hình hóa chính sách tiền tệ tại Việt Nam theo hương há tiế cận SVAR ( ecto tự hồi

quy cấu t úc).

MỤC TIÊU NGHIÊN CỨU:

- Tìm hi u cơ chế t uyền dẫn chính sách tiền tệ (các cú sốc tỷ giá, lãi suất, lạm hát,

biến có yếu tố nước ngoài) đến các biến số inh tế ĩ mô của Việt Nam.

- Tìm hi u cách hản ng, m c độ hản ng à thời gian hản ng của các biến số ĩ

mô t ước các cú sốc từ đó xác định công cụ hù h đ diều hành chính sách tiền tệ (lãi

suất, cung tiền, tỷ giá…) nhằm n định nền inh tế ĩ mô, iềm chế lạm hát có hiệu quả

nhất.

- Lư ng hóa m c độ ảnh hưởng, tầm quan t ọng theo thời gian của mỗi cú sốc chính

sách tiền tệ đối ới sự biến động các biến t ong mô hình, cụ th theo thời gian sản

lư ng/lạm hát/lãi suất/tỷ giá/cung tiền… chịu ảnh hưởng của cú sốc nào là chủ yếu.

Và để giải quyết các vấn đề trên, tác giả đặt ra một số câu hỏi liên quan sau:

 Cơ chế truyền dẫn từ những mục tiêu chính sách đến các biến số ĩ mô của nền

kinh tế là gì?

 Phản ng của cung tiền/lãi suất/lạm hát/tỷ giá t ước các cú sốc sản lư ng, cung

tiền, tỷ giá, lạm hát, lãi suất ra sao? Chiều hản ng à thời gian tác động?

 Nhân tố nào là nhân tố chủ yếu tác động đến các biến số inh tế ĩ mô (tỷ giá, lạm

hát, lãi suất hay chính bản thân nó)?

 Công cụ chính sách nào là thích h đ lựa chọn điều chỉnh nhằm đối phó ới những bất n kinh tế? Liều lư ng cũng như thời gian điều chỉnh các công cụ bao nhiêu là thích h nhằm cân bằng các mục tiêu chính về lạm phát và tăng trưởng?

Đ giải quyết những ấn đề đặt a nêu t ên, tác giả chia bài nghiên c u thành 5 hần,

nội dung chính của mỗi hần như sau:

Phần 1: T ng quan các nội dung chính của luận ăn à các ấn đề nghiên c u, cũng

như t ình bày lý do thực hiện nghiên c u này.

Phần 2: T ng quan các ết quả nghiên c u t ước đây của các tác giả hác có liên quan

đến mục tiêu nghiên c u của đề tài, nêu lên những ấn đề đã đư c giải quyết à chưa đư c

giải quyết t ong các bài nghiên c u này, từ đó tác giả nêu a các câu hỏi nghiên c u của

mình.

Phần 3: T ình bày hương há nghiên c u, mô hình đư c sử dụng t ong bài, lựa chọn

biến nghiên c u; như c đi m của mô hình, mô hình này đã đư c các tác giả nào sử dụng

t ước đây à lý do lựa chọn mô hình này.T ình bày quá t ình thu thậ à xử lý dữ liệu gồm:

nguồn dữ liệu, quy t ình xử lý dữ liệu đầu ào.

Phần 4: T ình bày nội dung à ết quả nghiên c u.

Phần 5: T ng ết các ấn đề đư c t ình bày gồm có những hát hiện chính của nghiên

c u à một số g i ý chính sách, đồng thời chỉ a những hạn chế còn gặ hải à g i ý hướng

nghiên c u tiế theo.

PHƯƠNG PHÁP NGHIÊN CỨU:

Bài nghiên c u sử dụng hương há nghiên c u định lư ng bằng cách sử dụng mô

hình cấu t úc tự hồi quy éc tơ SVAR đ hân tích, ưu đi m, hạn chế à cách th c thực

hiện cụ th đư c t ình bày tại hần 2.

PHẠM VI NGHIÊN CỨU:

Bài nghiên c u nghiên c u chính sách tiền tệ ở các biến số chủ yếu như tỷ giá, lãi

suất, lạm hát, cung tiền à một số biến đại diện cho nền inh tế thế giới… đến các biến số

ĩ mô của Việt Nam t ong giai đoạn từ năm 2000 đến năm 2012.

2. Tổng quan các nghiên cứu trước đây:

2.1. Khung lý thuyết truyền thống về chính sách tiền tệ và cơ chế truyền dẫn

Chính sách tiền tệ đư c xem là hệ thống các quy tắc à hành động của NHTW nhằm

đạt đư c một số mục tiêu nhất định. Ở hầu hết các nước, mục đích cơ bản của chính sách

tiền tệ là nhằm hướng đến n định giá cả. Tuy nhiên, NHTW ở một số quốc gia cũng có th

điều hành chính sách tiền tệ ới nhiều mục tiêu khác như nhằm: đạt đư c toàn dụng lao

động, duy t ì t ạng thái n định cho hệ thống tài chính nội địa, à hoạt động bình thường

của các các nghiệ ụ thanh toán nước ngoài. Mặc dù ậy, sự ưu tiên n định giá cả so ới

các mục tiêu hác ẫn đư c xem là nguyên tắc hàng đầu t ong điều hành chính sách tiền tệ

của NHTW.

Những thay đ i t ong chính sách tiền tệ bắt nguồn từ iệc hản ng lại ới các cú sốc

t ong à ngoài nước sẽ gây s c é lên iệc duy t ì các nhiệm ụ chính sách mục tiêu.

NHTW thực hiện iệc thay đ i chính sách thông qua điều chỉnh các công cụ cơ bản của

mình, thường là qua điều chỉnh lãi suất ngắn hạn, cung tiền hoặc t ng hạn m c tín dụng của

các ngân hàng thương mại. Những công cụ này sẽ ảnh hưởng đến t ng th nền inh tế qua

hàng loạt các cơ chế t uyền dẫn hác nhau à cuối cùng là đến mục tiêu cơ bản của chính

sách. Vì ậy, một cách hiệu quả đ hi u õ sự ận hành của chính sách tiền tệ là tậ t ung

ào từng động thái iêng biệt của NHTW à cơ chế dẫn t uyền mà thông qua đó những

động thái này hát huy ảnh hưởng của mình. Những nguyên tắc chính sách của NHTW hay

ch c năng hản ng lại th hiện qua các hản ng của các biến chính sách t ước những

biến động của các biến inh tế ĩ mô đ nhằm đạt đư c các mục tiêu chính sách cơ bản.

Cơ chế t uyền dẫn chính sách tiền tệ sẽ hoạt động thông qua nhiều ênh hác nhau, có

ảnh hưởng đến nhiều biến, nhiều thị t ường ở các m c thời gian à cường độ hác nhau.

Việc nhận dạng đư c các ênh t uyền dẫn này là điều đặc biệt quan t ọng ì nó có tác động

quyết định đến tính hiệu quả của iệc thiết lậ các công cụ chính sách, thời gian ận hành

của những thay đ i chính sách à ì thế đó cũng là những hạn chế chính mà NHTW cần

hải đối mặt t ong quá t ình thực hiện a quyết định.

Mối liên hệ giữa những nguyên tắc của chính sách tiền tệ à các ênh t uyền dẫn đư c

th hiện t ong Hình 2.1. Những nguyên tắc chính sách cơ bản th hiện qua các động thái

điều chỉnh của NHTW - cả hiện tại cũng như ì ọng - đư c xem là những ênh t uyền dẫn

t ực tiế đến thị t ường tiền tệ à thị t ường tài sản thông qua các quy tắc chính sách tiền tệ

đ đạt đư c các mục tiêu của mình. Những thay đ i t ong thị t ường tiền tệ à tài sản (t ng

cung tiền à cung tín dụng, cấu t úc lãi suất thị t ường, giá cả tài sản, tỷ giá) đến lư t nó sẽ

tác động đến thị t ường hàng hóa à lao động à sau đó ảnh hưởng đến t ng sản lư ng à

giá cả của nền inh tế. Cuối cùng những thay đ i hiện tại à dự iến của sản lư ng à lạm

giá cả hàng hóa sẽ gây a tác động hản hồi, tác động lại các quy tắc chính sách tiền tệ à

động thái điều chỉnh của NHTW. Cơ chế này hản ánh mục tiêu của NHTW à chiến lư c

đ đạt đư c mục tiêu đồng thời giú những nhà làm chính sách có th hi u õ hơn cấu t úc

Khu ực giá cả

nền inh tế cùng những hản ng của nó t ước những động thái thay đ i trong chính sách.

Thị t ường hàng hóa

T ng cung à t ng giá cả

Thị t ường tiền tệ à tài sản

T ng cung tiền à TD

Cấu t úc LS thị t ường

T ng cầu

Giá hàng hóa nội địa

T ng sản lư ng

Động thái CSTT- hiện tại à ỳ ọng

Giá cả TS

Tỷ giá

T ng giá cả

Giá hàng hóa nhậ

Quy tắc CSTT

Mục tiêu CSTT

NHTW

Hình 2.1: Mối liên hệ giữa nguyên tắc chính sách và cơ chế dẫn truyền

Nguồn: Norman Loayza and Klaus Schmidt- Hebbel (2006), [30].

Sự hoạt động của hệ thống kênh truyền dẫn chính sách tiền tệ

Kênh t uyền dẫn chính sách tiền tệ đư c xem là hệ thống một chuỗi các nguyên nhân

có ảnh hưởng đến mối liên hệ ết nối giữa chính sách tiền tệ ới sản lư ng thực à lạm

hát. Sự hình thành các ênh ận hành này ở một quốc gia đư c xem là cơ chế dẫn t uyền

chính sách tiền tệ ở quốc gia đó. Nghiên c u của Meltze (1995) và Mish in (1995) đã cung

cấ một cái nhìn t ng quan ề ênh dẫn t uyền chính sách tiền tệ, nó bao gồm ênh cung

tiền t uyền thống, lãi suất, tỷ giá, sự mở ộng tín dụng, giá cả tài sản à ì ọng của công

Kênh lãi suất

Kênh tín dụng

T ng cầu

Lạm hát

Kênh giá cả TS khác

chúng. Sự t uyền dẫn chính sách tiền tệ đư c mô tả tại hình 2.2 và 2.3.

Động thái NHTW

Ls ngắn hạn

T ng cung

Kênh tỷ giá

Kênh ỳ ọng

Giai đoạn 1

Giai đoạn 2

Hình 2.2: Hai giai đoạn của cơ chế dẫn truyền chính sách tiền tệ

Nguồn: Norman Loayza and Klaus Schmidt- Hebbel (2006), [30].

Hình 2.2 mô tả hai giai đoạn t uyền dẫn của chính sách tiền tệ. Đầu tiên, NHTW thực

hiện chính sách tiền tệ bằng cách thay đ i các điều iện qua đó đá ng nhu cầu thanh

hoản của nền inh tế. Việc cung cấ thêm thanh hoản cho các bên tham gia thị t ường

tiền tệ đư c thực hiện thông qua iệc thay đ i cơ cấu số dư tiền gửi của các định chế tài

chính tại NHTW hoặc tiến hành can thiệ t ực tiế qua công cụ lãi suất. Giai đoạn th 2 của

cơ chế bao gồm sự hoạt động của các ênh dẫn t uyền: ênh lãi suất, ênh tín dụng, ênh

giá cả tài sản, ênh tỷ giá à ênh ỳ ọng. Thông qua các kênh này, lãi suất ngắn hạn sẽ

tác động đến t ng cầu à t ng cung, từ đó ảnh hưởng đến giá cả à m c lạm hát.

Hình 2.3 mô tả cơ chế t uyền dẫn tương tự Hình 2.2. Thông qua các ênh t uyền

dẫn tín dụng, giá cả tài sản, lãi suất ngân hàng à tỷ giá, lãi suất ngắn hạn sẽ tác động đến

t ng cầu à t ng cung, từ đó ảnh hưởng đến giá cả t ong nước à giá nhậ hẩu, từ đó ảnh

hưởng đến lạm hát. Thời gian éo dài của những ảnh hưởng từ cú sốc tiền tệ cũng như

những hiệu ng hản hồi giữa các m c giá cả t ên thị t ường tài chính sẽ hụ thuộc ào sự

bất cân x ng giữa m c độ tiế nhận à xử lý các thông tin ề chính sách tiền tệ.Vì ậy, các

cú sốc chính sách tiền tệ đư c ì ọng là sẽ có tác động ới một độ t ễ hân hối nhất

định. Những biến động t ong giá cả ở thị t ường tài chính do chính sách gây a sau đó sẽ

t uyền đến thị t ường hàng hóa à từ đó ảnh hưởng đến giá cả hàng hóa. Tác động của

chính sách tiền tệ lên lạm hát có th xảy a ới độ t ễ từ 1-2 năm từ hi có công bố ề

Lãi suất chính th c

Cú sốc ngoài sự i m soát của NHNN (sự thay đ i)

LS thị t ường tiền tệ

Kỳ ọng

ủi o

ốn NH

Tiền tệ, TD

Tỷ giá

Lãi suất ngân hàng

Giá cả tài sản

nền inh tế thế giới

Lương à giá cả

Cung à cầu thị t ường hàng hóa à lao động

Chính sách tài khóa

Giá nhậ khẩu

Giá nội địa

Giá hàng hóa

T ng giá cả

các quyết định thay đ i chính sách.

Hình 2.3: Hoạt động của hệ thống kênh truyền dẫn dưới tác động của các cú sốc

Nguồn: http://www.ecb.europa.eu/mopo/intro/transmission/html/index.en.html

2.2. Các nghiên cứu thực nghiệm về tác động của chính sách tiền tệ các nước

Về tác động của CSTT, hởi đầu là các nghiên c u của Milton F iedman and Anna

Schwa tz (1963) ch ng minh có sự tương quan mạnh mẽ giữa t ng lư ng tiền ới cả sản

lư ng à giá cả hi xem xét t ong một chuỗi thời gian, sự tương quan này hản ánh những

ảnh hưởng của chính sách tiền tệ lan t uyền qua hu ực tư nhân.

Mặt hác, ở các bài nghiên c u Be nan e and Miho (1998), chính sách tiền tệ lại

đư c tiế cận theo một hướng mới. Cụ th là họ đã tiến hành xây dựng các t ường h

iêng cho iệc lựa chọn công cụ can thiệ như là yếu tố chính, quyết định m c độ tác động

của chính sách tiền tệ. Cả hai đều lậ luận ằng cách tiế cận t uyền thống, sử dụng những

thay đ i t ong lư ng cung tiền đ ích thích hay c chế hoạt động của nền inh tế là ém

hiệu quả hơn so ới iệc dùng công cụ lãi suất. Điều này là ì tốc độ tăng t ưởng của t ng

lư ng tiền còn hụ thuộc ào sự ảnh hưởng của hàng loạt các yếu tố hi chính sách hác.

Mặc dù có há nhiều ý iến của nhiều tác giả hác nhau ề nhân tố quyết định hiệu quả

của chính sách tiền tệ thì tựu chung lại, có th ết luận ằng, m c độ ảnh hưởng của cú sốc

tiền tệ là ẫn một hàm ết h nhiều biến số hác nhau cần đư c xem xét một cách linh

hoạt tùy ào quy mô à đặc đi m của từng nền inh tế iêng biệt.

Ở các nền inh tế hát t i n như Hoa Kì hay một số nước thuộc hu ực Châu Âu,

các nghiên c u đã cho a những bằng ch ng đáng ề ảnh hưởng của đ i mới t ong

chính sách tiền tệ lên các thông số thực của nền inh tế (Mishkin, 2002). Tuy nhiên những

nghiên c u tương tự tại các nước đang hát t i n lại đưa a ết quả há hác biệt ới

những dấu hiệu tương quan tương đối yếu.

Tại những nền inh tế có thu nhậ t ung bình, nghiên c u thực nghiệm cho thấy

những cú sốc t ong chính sách tiền tệ chỉ có tác dụng hiêm tốn lên các thông số inh tế.

Kết quả nghiên c u của Gane (2002) ề hiệu ng của cú sốc chính sách tiền tệ t ong 10

nước Đông Âu cho thấy: hông có một bằng ch ng nào ề iệc thay đ i lãi suất ảnh hưởng

lên sản lư ng song lại có một ài dấu hiệu ch ng minh cho sự tác động của tỷ giá hối đoái

đến sản lư ng.

Theo nghiên c u Pee sman à Smets (2001) cho thấy: lãi suất, tỷ giá à ì ọng

công chúng là những ênh t uyền dẫn hiệu quả nhất ở các nước hát t i n. T ong khi đó

nghiên c u của Cushman à Zha (1997); Ize à Pa ado (2002) lại chỉ a ằng đối ới

những nền inh tế nhỏ à mở thì ênh tỷ giá là một ênh t uyền dẫn đặc biệt quan t ong.

Đối ới ênh tín dụng, Sichei (2005) đã tìm a bằng ch ng cho thấy ênh cho ay của

ngân hàng thực sự có ận hành t ong nền inh tế của Cộng hòa Nam Phi. Những ch ng c

tương tự ề ênh tín dụng ở Hàn Quốc cũng đã đư c tìm thấy t ong các bài nghiên c u

Cho và Kang (1999), Ferri và Kang (1999).

Mối liên hệ giữa một hệ thống tài chính hát t i n à n định hơn tại các nước

công nghiệ hát t i n đã khiến các ênh t uyền dẫn chính sách tiền tệ ở đây hoạt động

hiệu quả. Theo đó, m c độ huyếch đại của các hiệu ng gây a bởi cú sốc chính sách tiền

tệ lên lạm hát lớn hơn à sự ảnh hưởng này t uyền đến lạm hát nhanh hơn. Việc neo lạm

hát ì ọng cũng đã út ngắn độ t ễ t ong cơ chế dẫn t uyền chính sách tiền tệ (những ước

tính cho thấy độ t ễ này là hoảng 1- 1.5 năm). Những cú sốc lãi suất hát sinh từ iệc gia

tăng một độ lệch chuẩn sẽ có m c t uyền dẫn từ 0.45% đến 0.75% ở hu ực EU à 0.3%

tại Mỹ. T ong khi đó tại các nước đang hát t i n con số này là nhỏ hơn 0.3%.

Một bài học út a từ các nghiên c u t ước đây ề cơ chế dẫn t uyền chính sách

tiền tệ là những nền inh tế nhỏ à mở ất dễ bị ảnh hưởng bởi những cú sốc từ bên ngoài,

điều này hiến iệc điều hành chính sách t ở nên h c tạ hơn. Hoffmaiste , Roldos à

Wic ham (1998) cho thấy một cú sốc t ong tỷ lệ mậu dịch sẽ ảnh hưởng đến sản lư ng à

tỷ giá, đặc biệt ở những nước duy t ì một cơ chế tỷ giá cố định. Kết quả t ên đã ủng hộ cho

quan đi m ằng: Một hệ thống tỷ giá thả n i sẽ giú bảo ệ một quốc gia hỏi những cú

sốc từ bên ngoài à ì thế có th thực thi một chính sách tiền tệ độc lậ .

Về các nghiên c u ề cơ chế t uyền dẫn chính sách tiền tệ - cơ chế mô tả quá t ình

mà chính sách tiền tệ ảnh hưởng đến các biến số ĩ mô t ọng yếu như t ng tiêu dùng, giá

cả, đầu tư à sản lư ng. Các ênh t uyền dẫn chính sách tiền tệ chủ yếu như lãi suất, tỷ giá,

giá c hần, tín dụng,... đã đư c nhiều nghiên c u thảo luận.

Mishkin (1996) là một t ong những nhà inh tế đầu tiên có những nghiên c u hệ

thống các ênh t uyền dẫn chính sách tiền tệ. Ngoài ênh t uyền dẫn t uyền thống là lãi

suất theo t ường hái inh tế học Keynes, Mishkin còn hát t i n các ênh t uyền dẫn tiền

tệ thông qua các ênh hác như tỷ giá, giá c hần à ênh tín dụng. Gần đây Choudh i à

Ha u a (2001) có hát hiện đáng chú ý hi cho ằng m c độ tác động của tỷ giá hối đoái

đến các chỉ số giá cũng là một ấn đề quan t ọng t ong các thảo luận đ lựa chọn một

chính sách điều hành tiền tệ à tỷ giá hối đoái thích h cho từng nước. Một tác động ở

m c độ thấ của tỷ giá hối đoái đến các chỉ số giá sẽ giú một quốc gia có nhiều cơ hội

hơn đ theo đu i một chính sách tiền tệ độc lậ .

Điều này cũng giú quốc gia đó dễ dàng t i n hai chính sách lạm hát mục tiêu

hơn so ới quốc gia có m c độ tác động của tỷ giá hối đoái đến các chỉ số giá cả lớn.

Dee a Mohanty (2012) nghiên c u ề ênh t uyền dẫn lãi suất ở Ấn Độ. Bằng

cách sử dụng mô hình SVAR, nghiên c u tìm thấy bằng ch ng chính sách tăng lãi suất có

ảnh hưởng t ái chiều đến tăng t ưởng sản lư ng ới độ t ễ 2 quý à tác động giảm nhẹ lạm

hát ới độ t ễ 3 quý. Thời gian đạt t ạng thái cân bằng éo dài hoảng 8-10 quý.

Ro on Bhuiyan (2012) nghiên c u t uyền dẫn chính sách tiền tệ ở nền inh tế mở

Canada tiế cận theo mô hình BSVAR. Kết quả cho thấy chính sách tiền tệ t uyền dẫn

thông qua ênh lãi suất à tỷ giá hối đoái. Cả sản lư ng à lạm hát đều có hản ng giảm

đối ới cú sốc thắt chặt chính sách tiền tệ nhưng hản ng giảm của lạm hát chậm hơn sản

lư ng. Lạm hát thật sự giảm sau 6 ỳ à tăng t ở lại sau ỳ th 12. Han (2008) đã đo

lường ảnh hưởng của chính sách tiền tệ ở Th Nhĩ Kỳ. Bằng ỹ thuật mô hình VAR tác giả

tìm thấy hi thắt chặt tiền tệ có ảnh hưởng tạm thời lên sản lư ng nhưng ảnh hưởng lâu dài

lên giá cả.

Bo ys à Ho áth (2008) nghiên c u ảnh hưởng của chính sách tiền tệ ở Séc. Sử

dụng ỹ thuật mô hình VAR, bài nghiên c u tìm thấy giá cả à sản lư ng suy giảm t ong

hoảng một năm sau cú sốc thắt chặt chính sách tiền tệ, điều này hù h ới mục tiêu của

ngân hàng t ung ương nước này. Nghiên c u cũng chỉ a hản ng của giá hàng hóa thương

mại đối ới cú sốc thắt chặt tiền tệ nhanh hơn so ới hàng hóa hi thương mại.

Mala Ragha an à Pa am Sil a ulle (2007) sử dụng mô hình SVAR đ nghiên c u

các huôn h chính sách tiền tệ của một nền inh tế mới n i nhỏ mở - Malaysia. Nghiên

c u quan tâm đến hản ng của nền inh tế năng động đối ới cung tiền, lãi suất, tỷ giá hối

đoái à các cú sốc nước ngoài. Sau cuộc hủng hoảng tài chính ào tháng 7 năm 1997,

Malaysia đã á dụng chế độ giá cố định ào tháng 9 năm 1998. Tác giả tìm hi u cơ chế

t uyền dẫn chính sách tiền tệ ở Malaysia đã thay đ i t ong thời ỳ hậu hủng hoảng bằng

cách hân tích cường độ các hản ng của các biến t ong nước đối ới những cú sốc tiền tệ

hác nhau. Các ết quả thực nghiệm cho thấy sự hác biệt đáng chú ý: (1) T ong ỳ t ước

hủng hoảng cú sốc chính sách tiền tệ, tỷ giá hối đoái ảnh hưởng đáng đến sản lư ng,

giá cả, lãi suất, à tỷ giá hối đoái; à (2) T ong thời ỳ hậu hủng hoảng chỉ có những cú

sốc tiền tệ có ảnh hưởng mạnh hơn đến sản lư ng. Hơn nữa, chính sách tiền tệ t ong nước

dễ bị t n thương hơn t ước những cú sốc nước ngoài đặc biệt là các cú sốc giá hàng hóa thế

giới à sốc sản lư ng t ong giai đoạn hậu hủng hoảng. Kết quả nghiên c u đã chỉ a cuộc

hủng hoảng đã thay đ i ai t ò của các ênh t uyền dẫn chính sách tiền tệ ở Malaysia. Đây

cũng chính là bài nghiên c u gốc mà tác giả á dụng ( hương há nghiên c u) cho bài

luận ăn.

Tuy nhiên, hương há xác định t ong VAR hoàn toàn hi lý thuyết, đã hông

tránh hỏi những hê bình. Cooley à LeRoy (1985) à Leame (l985) cho ằng hông

thích h đ xem những sai số t ực giao ước tính từ hương há hi lý thuyết như những

sai số cấu t úc thực bởi ì: Th nhất, nếu hân ã Choles y thực sự hi lý thuyết, những

cú sốc đư c ước tính à các mô hỏng hông th mang đến một bi u diễn cấu t úc thực

sự. Th hai, liệu hân ã Choles y t ong t ường h này có thực sự hi lý thuyết? Việc sắ

xế t ật tự các hương t ình t ong mô hình đòi hỏi hải dựa t ên những lậ luận lý thuyết.

Do đó, hân ã Choles y thực tế hàm ý một cấu t úc inh tế đặc biệt mà hông hải bao

giờ cũng hù h ới lý thuyết.

2.3. Các nghiên cứu thực nghiệm về tác động của chính sách tiền tệ về Việt Nam

Theo Rina Bhattacharya (2013), những nghiên c u về nhân tố lạm phát tại Việt

Nam hiện rất giới hạn và cho nhiều kết quả trái ngư c. Các nghiên c u thực nghiệm hiện

có hông đồng ý với ai t ò tác động của t ng cung tiền đến lạm phát, một phần ì điều này

thường thay đ i theo thời gian.

Bài nghiên c u của Le Viet Hung và Wade D. Pfau nghiên c u tác động của chính

sách tiền tệ giai đoạn 1996-2005 đã tìm thấy mối quan hệ chặt chẽ giữa cung tiền và sản

lư ng công nghiệp, tuy nhiên không tìm ra mối liên kết giữa cung tiền và lạm phát, ngoài

a ênh đóng ai t ò quan t ọng trong truyền dẫn chính sách tiền tệ tại Việt Nam là kênh tín

dụng và tỷ giá với m c độ truyền dẫn quan trọng hơn kênh lãi suất.

Báo cáo thực nghiệm của IMF năm 2003 cho thấy m c tăng cung tiền chỉ có th

giải thích 10% sự thay đ i của lạm hát t ong giai đoạn 2003-2005 và kết luận vai trò của

t ng cung tiền đến CPI không mạnh cũng hông đáng . Ngư c lại, báo cáo của IMF năm

2006 kết luận m c tăng của cung tiền M2 tác động đáng đến lạm phát tại Việt Nam

t ong giai đoạn 2001-2006. Sự khác nhau giữa kết luận hai báo cáo trên có lẽ do việc tự do

hóa giá cả trong nước t ong năm 2002-2004, đã làm gia tăng m c độ phản ng của giá cả

trong nước đến t ng cung tiền. Báo cáo IMF năm 2006 cũng cho ằng chỉ số CPI phản ng

tích cực trước một m c chênh lệch sản lư ng thấ . Minh (2009) à Nguyen (2010) đều cho

rằng m c tăng cung tiền có tác động cùng chiều đáng đến CPI sau một độ trễ khoảng 5

tháng hoặc nhiều hơn. Camen (2006) trong nghiên c u thực nghiệm giai đoạn 1996-2005

cũng ch ng minh m c tăng cung tiền M2 giải thích thấp hơn 5% dự báo thay đ i của chỉ số

lạm phát nhưng m c tăng t ng cung tín dụng cho nền kinh tế lại giải thích 25% dự báo thay

đ i CPI sau 24 tháng.

Hầu hết các nghiên c u thực nghiệm không tìm thấy tác động đáng của lãi suất

lên lạm phát. Hung and Pfau (2008) nghiên c u vai trò của lãi suất cho vay và kết luận nó

hông có tác động đáng đến cả tăng t ưởng sản lư ng và CPI trong giai đoạn 1996-

2005. Kết quả này nhất quán với kết quả thực nghiệm trong nghiên c u của Nguyen và

Nguyen (2010) với kết luận tác động của việc thay đ i lãi suất hầu như là t c thời nhưng

rất yếu và trở nên hông đáng . Theo báo cáo của Camen (2006) thì lãi suất chỉ giải thích

đư c dưới 5% dự báo thay đ i của lạm hát t ong giai đoạn 1997-2005.

Về tác động của tỷ giá hối đoái lên lạm hát cũng có nhiều nghiên c u và kết luận.

Goujon (2006) cho rằng về cơ bản, lạm phát ở Việt Nam chủ yếu do sự thay đ i tỷ giá và

cung tiền. Báo cáo IMF (2003) cho thấy tỷ giá giải thích 10% sự thay đ i của lạm phát

t ong giai đoạn 1995-2003, với hệ số truyền dẫn là 0.25 t ong năm đầu tiên. Ngư c lại, báo

cáo của IMF (2006) cho thấy t ong năm 2001-2006, hệ số truyền dẫn trên chỉ là 0.03 trong

năm đầu tiên. Camen (2006) sử dụng mô hình VAR và tìm thấy sự thay đ i trong tỷ giá

giải thích 19% dự báo thay đ i của CPI sau 12 tháng. Nghiên c u của Minh (2009) giai

đoạn 2001-2007 cho thấy hệ số truyền dẫn tỷ giá đến lạm hát t ong năm đầu là 0.08 và

mất hoàn toàn sau 15 tháng. Trong hi đó, Nguyen and Nguyen (2010) cho thấy m c độ tác

động đáng hơn của tỷ giá hối đoái t ong giai đoạn 2008-2010, với lý do giải thích sự

khác biệt của kết quả nghiên c u này đến từ sự linh động của NHNN trong việc điều hành

tỷ giá sau năm 2008.

Về tác động của m c giá cả thế giới, Camen (2006) ước lư ng sự thay đ i của giá

dầu và giá gạo giải thích lần lư t là 21% và 11% sai số dự báo của CPI sau 12 tháng. Minh

(2009) cũng cho ằng giá dầu tác động đáng k đến lạm phát. Gần đây, Nguyen, Ca oli and

Wilson (2012) ch ng minh cung tiền, giá dầu và giá gạo là những tác nhân ảnh hưởng

mạnh nhất đến lạm phát.

Gần bài viết của tác giả nhất là nghiên c u của Rina Bhattacharya (2013) nghiên

c u m c độ truyền dẫn chính sách tiên tệ t ong giai đoạn quý 1-2000 đến quý 2-2012 sử

dụng mô hình VAR và phân rã Cholesky. Nghiên c u kết luận rằng nhân tố chính tác động

đến lạm phát của Việt Nam trong ngắn hạn là tỷ giá hối đoái thực NEER, t ong hi đó

trong trung hạn các nhân tố này là tốc độ tăng t ưởng GDP à tăng t ưởng tín dụng (trong 2

-10 quý). Phản ng của lạm phát trước việc tăng lãi suất cũng đáng và rất khác thường

khi cho kết quả hản ng cùng chiều t ong 2 quý đầu, nghĩa là t ong 2 quý đầu, iệc tăng

lãi suất càng làm cho m c lạm hát tăng. Castelnouvo and Surico (2006) cho rằng điều này

là do sự dai dẳng của lạm hát ỳ ọng và NHNN chưa có quan đi m tích cực à tiến bộ

t ong điều hành chính sách tiền tệ. Ngoài ra, nghiên c u t ên cũng chỉ ra cú sốc lãi suất có

tác động đáng làm giảm tăng t ưởng trong 5 quý và giảm tăng t ưởng tín dụng trong 8

quý, tăng t ưởng kinh tế cũng tạo ra áp lực lạm phát sau 4 quý và kéo dài trong 5 quý tiếp

theo.

Như ậy tóm lại có th thấy, ở Việt Nam, ấn đề nghiên c u t uyền dẫn chính sách

tiền tệ còn ất mới mẻ hông chỉ ở nghiên c u định tính mà cả nghiên c u định lư ng. Tác

giả chưa tìm thấy nhiều nghiên c u sâu à hù h hung hân tích SVAR à cùng hương

há nghiên c u ề ấn đề này. Phần t ình bày các ết quả nghiên c u t ước đây ở t ên cho

thấy, những năm gần đây, đề tài này đã thu hút hơn nhiều tác giả nghiên c u. Có th nhắc

lại ở đây tiêu bi u như Lê Việt Hùng & Wade Pfau (2008) ới hân tích cơ chế t uyền dẫn

chính sách tiền tệ ở Việt Nam cho thấy chính sách tiền tệ có th ảnh hưởng đến sản lư ng

à giá cả, tuy nhiên m c ý nghĩa thống ê của từng ênh ất yếu. Các nghiên c u thực

nghiệm hác chủ yếu tậ t ung ào ênh t uyền dẫn tỷ giá hối đoái. Mô hình VAR đư c á

dụng t ong iệc đo lường thay đ i của lạm hát đối ới cú sốc tỷ giá hối đoái. Các nghiên

c u đi n hình có th đến như Bạch Thị Phương Thảo (2011), Nguyễn Thị Ngọc T ang

à Lục Văn Cường (2012), T ần Ngọc Thơ à Nguyễn Hữu Tuấn (2013). Đối ới nghiên

c u thực nghiệm ề t uyền dẫn chính sách tiền tệ ở Việt Nam, iệc sử dụng mô hình VAR

hoàn toàn hù h ới xu hướng nghiên c u chung. Tuy nhiên, ới nghiên c u định lư ng

cần có cậ nhật đ có ết quả tin cậy hơn và hù h ới yêu cầu hội nhậ inh tế.

3. Phương pháp nghiên cứu:

3.1. Giới thiệu phương pháp SVAR:

T ong những năm 1990, các nhà nghiên c u inh tế t ên thế giới đã sử dụng các mô

hình tự hồi quy éc tơ ( iết tắt là VAR) đ hân tích cơ chế t uyền tải chính sách tiền tệ à

huôn h chính sách tiền tệ của các nền inh tế. Các năm sau đó, các dạng biến th của

mô hình VAR đã đư c hát t i n mạnh mẽ, đặc biệt là mô hình SVAR hay mô hình tự hiệu

chỉnh éc tơ (VECM) à đư c sử dụng h biến đ hân tích các mối quan hệ giữa các

biến inh tế ĩ mô à các công cụ chính sách. Phương há này tạo điều iện thuận l i

t ong xử lý các ấn đề inh tế hác nhau, các ấn đề xác định hả năng xảy a đồng thời

của các biến inh tế t ong cùng giai đoạn à mối quan hệ động giữa các biến số inh tế ĩ

mô ới các công cụ chính sách.

Tác giả sử dụng mô hình cấu t úc tự hồi quy éc tơ (SVAR) đ hân tích các kênh

t uyền dẫn chính sách tiền tệ tác động như thế nào tới nền inh tế ĩ mô ở Việt Nam. Đi m

thuận l i chính của SVAR là tậ t ung ào mối quan tâm chính yếu của các nhà hoạch

định chính sách đối ới các biến t ọng yếu của inh tế ĩ mô thông qua iệc xử lý các mối

quan hệ đồng thời giữa các biến như lãi suất à các biến ĩ mô hác như lạm hát hay thất

nghiệ .

Khắc hục hạn chế của VAR, hương há SVAR thay thế ỹ thuật xác định “ hi

lý thuyết” bằng cách á dụng hương há xác định cấu t úc t uyền thống đ xác định sai

số cấu t úc từ hần dư, từ đó tiến hành các hân tích hản ng đẩy tương tự như hương

há luận VAR (do đó đư c gọi là “St uctu al VAR”).

Mô hình SVAR tập trung vào mối quan hệ và xác định các cú sốc cấu trúc

bằng cách áp đặt các hạn chế thích hợp lên ma trận, nghĩa là trong SVAR, mối quan

hệ động trong nền kinh tế được mô hình hóa dưới dạng mối quan hệ giữa các cú sốc.

Với iệc hân ã tất cả các biến thành hai thành hần đư c ỳ ọng à hông ỳ

ọng, à chỉ á đặt các hạn chế xác định t ên các thành hần hông ỳ ọng, hương há

SVAR dễ dàng tìm đư c các hạn chế xác định đáng tin cậy hơn. Ví dụ, đ xác định các cú

sốc tiền tệ, ta á đặt hạn chế chính sách hông th quan sát đư c những thay đ i bất ngờ

t ong sản lư ng cùng ỳ, giả định này hoàn toàn có th à h lý hơn nhiều so ới giả

định t ong mô hình hệ hương t ình t uyền thống cho ằng các nhà hoạch định chính

sách hông hản ng ị ới những thay đ i t ong sản lư ng bất những thay đ i đó có

nằm t ong dự tính của họ hay hông. Tuy nhiên, SVAR cũng hông t ánh hỏi những

t anh luận hê hán chủ yếu dựa t ên ba ấn đề chính: Đầu tiên, nhiều nhà quan sát hoài

nghi ề ai t ò của các cú sốc t ong mô hình SVAR – liệu các cú sốc CSTT đư c ước

lư ng có thực sự đo lường một hần liên quan t ong hành i của NHTW. Tiế đến là lo

ngại ề iệc sử dụng ộng ãi các hạn chế tùy tiện có th làm gia tăng iệc hai thác dữ

liệu ô ỷ luật. T ên hết, hạn chế t ực giao ẫn là mối quan tâm hàng đầu. Mặc dù ậy, cho

đến nay, SVAR ẫn là một công cụ h biến à chiếm ị t í quan t ọng t ong inh tế học

thực nghiệm.

Về mặt lý thuyết, mối quan hệ giữa các biến inh tế ĩ mô à các công cụ chính sách

đư c th hiện qua mô hình SVAR như sau:

(1)

Tại đó: Yt là éc tơ (Nx1) các biến nội sinh tại thời gian t,

Ai là ma t ận của các tham số (NxN) ới i=0, 1, 2, …, .

Các tham số của mô hình SVAR sẽ đư c ước lư ng thông qua 2 giai đoạn:

Giai đoạn 1 là giai đoạn út gọn hay giản ước mô hình (1) thông qua iệc ước lư ng

các hương t ình sau:

(2)

-1Ai, i=1, 2, …, à t=A0

-1εt.

Tại đó: Bi=A0

Giai đoạn 2 là giai đoạn xác định các ma t ận A0 à ma t ận a iance-co a iance ∑

thông qua hương t ình sau:

(3)

Tại đó ∑ là ma t ận a iance-covariance và vt là ước hần dư ( esiduals) từ mô hình

VAR út gọn.

Tác giả thực hiện hân tích cơ chế t uyền tải chính sách tiền tệ à hản ng của chính

sách tiền tệ t ước tác động của các cú shoc bên ngoài nền inh tế sẽ đư c thực hiện thông

qua cơ chế phân rã cấu trúc (Structuaral Decomposition) thay vì thực hiện phân rã

Choleky ì những ưu đi m ư t t ội của nó so ới hân ã Choles y. T ong sắ xế

Cholesky (ma t ận hệ số có hình tam giác nửa t ên đường chéo chính là 0), đòi hỏi th tự

các biến là ất quan t ọng, ới giả định chỉ có biến sắ xế t ước có tác động t c thời đến

biến sắ xế sau nhưng biến đư c sắ xế sau sẽ hông có tác động t c thời đến biến đư c

sắ xế t ước, giả định này là hó chấ nhận t ên thị t ường tài chính tiền tệ, nơi mà các tác

nhân hản ng ất nhanh ới số liệu là quý, thậm chí là tháng.

Trong phần này tác giả xác định các cấu trúc mô hình SVAR cho Việt Nam. Vì trong

nước chưa có nhiều nghiên c u thực nghiệm có sử dụng mô hình cấu t úc mang tính đại

diện cho đặc thù kinh tế Việt Nam, tác giả thực hiện tham khảo các công trình nghiên c u ở

các nền kinh tế mở nhỏ trong những năm gần đây như Mala Ragha an à cộng sự (2009)

khi nghiên c u chính sách tiền tệ Malaysia, Shahawaz Karim và cộng sự (2011) khi nghiên

c u về tác động của chính sách tiền tệ lên nền kinh tế New Zealand. Kết h p với các quy

luật kinh tế, tác giả thiết lập ma trận A0 cho t ường h p của nền kinh tế mở nhỏ VN trong

hệ hương t ình SVAR.

3.2. Các bước thực hiện:

 Để đo lường cú sốc của chính sách tiền tệ, tác giả thực hiện theo các bước sau:

Thứ nhất, điều chỉnh mùa ụ các chuỗi dữ liệu đ loại bỏ yếu tố mùa ụ t ong chuỗi

dữ liệu bằng hương há Census X12. Mục đích là hạn chế ảnh hưởng mùa ụ t ong

chuỗi thời gian. Tất cả các biến đều đư c lấy log, t ừ biến lãi suất. Việc chuy n đ i này là

h biến t ong inh tế lư ng ì lý do thông qua log hóa, các chuỗi số sẽ “mư t” hơn, loại

bỏ đư c biến động của thành hần chu ỳ hoặc thành hần ngẫu nhiên à mối quan hệ của

chúng ới chuỗi số liệu hác.

Thứ hai, thực hiện iệc i m định tính dừng à hông dừng chuỗi thời gian của các

biến sử dụng t ong mô hình bằng hương há i m định Augmented Dic ey-Fuller

(ADF).

Thứ ba, ới hương há VAR, iệc lựa chọn độ t ễ là điều quan t ọng, do đó, tác giả

cũng sẽ sử dụng các tiêu chuẩn thống ê như LR, FPE, AIC, SBIC, HQIC, i m định

Po manteau đ tìm iếm độ t ễ tối ưu cho các biến của mô hình. Thông qua đó sẽ xác định

đư c hoảng thời gian đ một ênh t uyền dẫn hát huy tác dụng mình, từ đó xác định tác

động của cú chính sách tiền tệ đến các biến đại diện cho nền inh tế ĩ mô bằng cách sử

dụng hàm hản ng đẩy (IRFs: im ulse es onse functions) đư c suy a từ SVAR à hân

ã cấu t úc.

Thứ tư, thực hiện ch c năng hân ã hương sai (Va iance decom osition) nhằm hân

tách sự biến thiên của một biến nội sinh nào đó theo các cú sốc hác nhau t ong mô hình,

đánh giá đư c tầm quan t ọng tương đối theo thời gian của mỗi cú sốc đối ới sự biến động

các biến t ong mô hình.

3.3. Dữ liệu nghiên cứu:

 Lựa chọn và hệ thống các biến:

Việc lựa chọn các biến đưa ào mô hình hải đá ng yêu cầu mô tả à hản ánh

đư c một cách toàn diện quá t ình ảnh hưởng của những cú sốc chính sách tiền tệ đến t ng

th hoạt động của nền inh tế.

Đ đo lường m c độ hoạt động của nền inh tế, biến số đư c lựa chọn là biến sản

lư ng công nghiệ , ngoài a, đ mô tả toàn diện t ạng thái hoạt động của nền inh tế, một

nhân tố quan t ọng hác cần đư c xét tới là giá cả hay nói cách hác là lạm hát.

Về chính sách tiền tệ đư c đo lường bởi cung tiền ộng M2. Khi NHTW điều chỉnh

cung tiền sẽ dẫn đến thay đ i t ng hương tiện thanh toán t ong nền inh tế.

Khối các biến đo lường tác động của những cú sốc hối ngoại: Nền inh tế Việt

Nam là một nền inh tế nhỏ à có độ mở tương đối ì thế nó dễ bị ảnh hưởng từ các cú sốc

nước ngoài. Do đó, đ xem xét tác động của các nhân tố bên ngoài nền inh tế, ở đây bài

nghiên c u lựa chọn 3 biến chính là: lạm hát thế giới, lãi suất à lạm hát của Mỹ, dưới

giả định nền inh tế nhỏ à mở thì các biến nước ngoài đư c xem là độc lậ ới sự hát

t i n inh tế t ong nước, ì ậy nó sẽ hông chịu ảnh hưởng đồng thời của các biến nội địa

mà chỉ hản ng ới cú sốc của chính nó.

Lãi suất ở đây đư c giả định là một ch c năng hản ng lại của chính sách tiền tệ.

Biến tỷ giá đư c thêm ào hương t ình các tác động đồng thời bởi những hiệu ng t uyền

dẫn cao của nó. Ngoài a iệc i m soát những biến động t ong công cụ chính sách tiền tệ

của NHTW đư c xem là hản ng có hệ thống đối ới những cú sốc há giá VND. Ở đây

cả 2 biến tác động đồng thời M2 à tỷ giá đư c ì ọng là sẽ gây a những ảnh hưởng cùng

chiều lên lãi suất chính sách.

 Như vậy, các biến trong mô hình nghiên cứu được lựa chọn gồm 9 biến:

- 4 biến bên ngoài: Chỉ số giá tiêu dùng thế giới, sản lư ng công nghiệ Mỹ, lãi suất

cơ bản (Fede al Funds Rate) của Mỹ, chỉ số giá tiêu dùng của Mỹ.

- 05 biến trong nước đại diện cho các biến mục tiêu của chính sách tiền tệ gồm sản

lư ng công nghiệ , chỉ số giá tiêu dùng, cung tiền M2, lãi suất tiền gửi VND ỳ hạn 3

tháng, tỷ giá hối đoái VND/USD danh nghĩa.

Mô hình SVAR sử dụng dữ liệu hàng tháng từ tháng 1 năm 2000 đến tháng 12 năm

2012. Tất cả các dữ liệu đư c thu thậ từ thống ê tài chính của IMF, FED và NHNN. Các

biến đư c điều chỉnh theo mùa (SA) à dạng loga it ngoại t ừ lãi suất đư c th hiện ở tỷ lệ

hần t ăm.

3.4. Cấu trúc mô hình cho Việt Nam

Bảng sau mô tả nội dung chi tiết các biến t ong mô hình à nguồn dữ liệu.

Bảng 3.1: Các biến trong mô hình cấu trúc tự hồi quy véc tơ (SVAR)

Các biến trong mô hình

Viết tắt

Thời gian (tháng)

Nguồn

Khu vực quốc tế:

Chỉ số CPI của thế giới

2000: 1-2012: 12

IFS-IMF

WCPI

Sản lư ng công nghiệ của Hoa Kỳ

2000: 1-2012: 12

IFS-IMF

USSL

Chỉ số CPI của Hoa Kỳ

USCPI

2000: 1-2012: 12

IFS-IMF

Lãi suất công bố của FED

USLS

2000: 1-2012: 12

FED

Khu vực trong nước:

Sản lư ng công nghiệ t ong nước

2000: 1-2012: 12

IFS-IMF

2000: 1-2012: 12

IFS-IMF

CPI

Chỉ số CPI t ong nước

2000: 1-2012: 12

IFS-IMF

Cung tiền M2

Lãi suất ngắn hạn 3 tháng VND

2000: 1-2012: 12

IFS-IMF

Tỷ giá hối đoái giữa USD à VND

2000: 1-2012: 12

IFS-IMF

Cấu trúc mô hình SVAR trong phân tích cơ chế truyền dẫn chính sách tiền tệ của

là tậ h các biến

Việt Nam:

T ong đó: Y1,t là tậ h các biến đại diện hu ực quốc tế; Y2,t

đại diện hu ực inh tế t ong nước. từ 03 hương t ình t ên có th iết lại dưới dạng:

Theo đó: B(L) đư c xác định dựa t ên ma t ận A0. T ong đó, A0 trong mô hình

SVAR đư c xác định như sau:

Bảng 3.2 : Cấu trúc ma trận A0

Các biến giải thích Biến phụ thuộc

WCPI USSL USCPI USLS SL CPI M2 LS EX

1 0 0 0 0 0 0 0 0 WCPI

1 0 0 0 0 0 0 0 USSL a21

1 0 0 0 0 0 0 USCPI a31 a32

1 0 0 0 0 0 USLS a41 a42 a43

0 0 1 0 SL a53 a54 a57 a58 a59

0 0 1 CPI a61 a63 a65 a67 a68 a69

0 0 0 0 1 M2 a75 a76 a78 a79

0 1 LS a81 a83 a84 a85 a86 a87 a89

1 EX a91 a92 a93 a94 a95 a96 a97 a98

Cấu trúc mô hình này được tham khảo từ các nghiên cứu của (Mala và Param 2007);

Shahawaz Karim và cộng sự (2011) và Trần Ngọc Thơ (2013).

3.5. Xử lý dữ liệu:

Tất cả các biến sẽ đư c xử lí hiệu chỉnh yếu tố mùa ụ bằng bộ lọc Census X12 à

tiến hành lấy log dữ liệu (t ừ biến lãi suất) t ước khi đưa ào mô hình. Việc chuy n đ i

chuỗi dữ liệu dưới dạng log sẽ giú chúng ta tận dụng đặc đi m của hệ số co giãn t ong

hương t ình log dẫn đến iệc giải thích ết quả sẽ dễ dàng hơn.

Bài nghiên c u sẽ tiến hành i m định tính dừng của các biến qua i m định nghiệm

đơn ị theo hương há Augmented Dickey-Fuller (ADF) test. Phụ lục 1 t ình bày ết

quả i m định nghiệm đơn ị Augmented Dickey-Fulle (ADF) test ề tính dừng của chuỗi

các biến. Kết quả cho thấy, ới hồi quy không chặn, hông xu thế, tất cả các biến đều dừng

ở sai hân bậc 1, t ừ biến cung tiền M2, WCPI dừng ở sai hân bậc 2 à lãi suất Mỹ dừng

tại m c le el.

 Lựa chọn độ trễ tối ưu

Việc lựa chọn độ t ễ tối ưu đư c xác định dựa t ên chỉ tiêu A ai e (AIC) à Schwa tz

(SC). Nếu theo tiêu chuẩn AIC, SC thì độ t ễ đư c lựa chọn lần lư t là 2 và 3, tuy nhiên ới

mô hình SVAR thì các i m định này hông đủ đ đánh giá tác động đư c lư ng hóa,

chính ì thế tác giả sử dụng hương há Po manteau đ i m định tính tự tương quan

hần dư t ong mô hình à đưa a độ t ễ tối ưu, ết quả i m định Po manteau cho thấy độ

t ễ tối ưu của mô hình SVAR là 4 nên bài nghiên c u sẽ sử dụng t ễ là 4 đ ước lư ng mô

hình. Kết quả i m định độ t ễ tối ưu đư c t ình bày t ong hụ lục 2 à 3, theo đó, độ t ễ

tối ưu đư c chọn là 4.

 Kiểm định tính ổn định của mô hình

Tính n định của mô hình VAR cơ sở đư c thiết lậ ới độ t ễ tối ưu đã chọn là 4

cần đư c xác nhận lại t ước hi sử dụng mô hình đ hân tích các bước ế tiế . Điều này

đặc biệt ất quan t ọng nhất là đối ới các ết quả thu đư c từ hàm hản ng xung (IRF).

Nếu mô hình hông đá ng đư c các điều iện ề tính n định thì hi n nhiên các ết quả

như sai số chuẩn của hản ng xung sẽ hông có giá t ị. Kết quả tại hụ lục 4 cho thấy mô

hình này đá ng đư c các điều iện ề tính n định (p value = 0.5752, Chi-square (1) =

0.314045 nên ết quả thu đư c từ ch c năng hàm hản ng xung hát sinh từ mô hình sẽ ý

nghĩa t ong nghiên c u.

4. Nội dung và kết quả nghiên cứu:

4.1. Kết quả ước lượng các ma trận hệ số

Kết quả ước lư ng cho các ma t ận hệ số đư c trình bày tại hụ lục 4, ý nghĩa của

các àng buộc nhận dạng đư c i m định bằng i m định LR test.

Với mô hình SVAR đã thiết lậ ta có: Giả thiết H0: Những àng buộc đã thiết lậ

t ong mô hình là thích h . Kết quả cho thấy: 0.31 < 6 tại m c ý nghĩa 5% à -value =

0.5752.

Do đó chưa có cơ sở đ bác bỏ giả thiết H0 tại m c ý nghĩa này  Mô hình đư c

thiết lậ là hù h t ong iệc mô tả mối quan hệ giữa các biến inh tế ĩ mô tại Việt Nam.

4.2. Phân tích hàm phản ứng đẩy (IRF)

T ong hần này tác giả tiến hành hân tích hản ng xung nhằm mô tả cơ chế t uyền

dẫn chính sách tiền tệ t ước cú sốc của các biến độc lậ , đặc biệt là hiệu ng của các cú

sốc chính sách tiền tệ. Độ lớn của cú sốc đư c đo bằng một đơn ị độ lệch chuẩn của hần

dư từ mô hình VAR. Kết quả nghiên c u hông đi sâu ào các hệ số ước lư ng của ma

t ận A0 mà chỉ hướng đến cách th c hản ng, thời gian bị tác động của các biến số ĩ mô

4.2.1. Phản ứng của các biến kinh tế vĩ mô trước cú sốc sản lượng

t ong nước t ước sự tác động của các cú sốc.

Hình 4.1: Phản ứng của các biến vĩ mô trước cú sốc sản lượng

Hình 4.1 lần lư t t ình bày hản ng của các biến số inh tế ĩ mô t ong nước t ước

cú sốc gia tăng một độ lệch chuẩn của biến sản lư ng.

Cung tiền M2 đư c giả định chịu ảnh hưởng t c thời bởi các cú sốc t ong lạm hát, lãi

suất à sản lư ng. Hơn nữa do tỷ giá VN theo chế độ thả n i có quản lý (thực tế là giữ n

định t ong một thời gian dài) cho nên cung tiền M2 à lãi suất cũng đư c điều chỉnh đ

thực hiện đư c điều này. Nhìn vào Hình 4.1 cho thấy khi nền inh tế tăng t ưởng nóng,

chính sách tiền tệ có xu hướng thắt chặt, cung tiền của Việt Nam có hản ng giảm tương

đối nhanh (0-1 tháng) nhưng tương đối nhẹ t ước cú sốc sản lư ng (giảm 0.1-0.2%), tuy

nhiên m c giảm này tương đối nhẹ à diễn a há ngắn do Việt Nam là nước đang hát

t i n, cần hỗ t cho hoạt động sản xuất inh doanh t ong à ngoài nước nên đường cung

tiền có biến động tăng nhẹ 0.1% t ở lại sau 5 tháng và hầu như giữ ở m c n định ở các

thời gian tiế theo. Kết quả hản ng cung tiền t ước cú sốc sản lư ng diễn a t ong thời

gian đầu của cú sốc có khác biệt nhỏ so ới các ết quả nghiên c u của các tác giả hác ở

cả chiều thay hản ng à m c độ tác động. Chẳng hạn t ong ết quả nghiên c u của

Nguyễn Phi Lân (2011) thì ngay hi có cú sốc sản lư ng cung tiền tăng t ong 2 tháng đầu

và giảm t ong 6 tháng, sau đó tăng mạnh t ong hi nghiên c u của Phạm Thế Anh (2008)

cho thấy hi có cú sốc sản lư ng thì cung tiền của Việt Nam hản ng tăng nhanh (trong

quý đầu) à giữ theo chiều hướng tăng mạnh suốt nhiều ỳ sau đó.

Hình 4.1 cũng cho thấy trong thời kì nền kinh tế tăng trưởng quá nóng, những biến

động lạm hát cũng bắt đầu gia tăng, tốc độ tăng trưởng biến động lạm phát tăng hoảng

0. 4% n ga y ở 5 tháng đầu tiên của cú sốc à m c độ tăng này éo dài suốt thời ỳ còn lại

(từ tháng 5 đến tháng 24) của quá t ình diễn a cú sốc. Tuy nhiên, nhìn chung cú sốc

t ong sản lư ng công nghiệ tác động hông đáng lạm hát t ong nước (m c dao động

lớn nhất hoảng từ 0.5-0.7%). Kết quả này hù h ới ết quả hần lớn các bài nghiên

c u ề hản ng của lạm hát t ước cú sốc sản lư ng, tuy nhiên m c độ tác động của cú

sốc sản lư ng đến lạm hát ở đây hông mạnh như các bài nghiên c u t ước. (tốc độ tăng

lạm hát chỉ xoay quanh m c tăng 0.15% ở ỳ đầu à 0.67% cho các ỳ tiế theo t ước sự

gia tăng của một độ lệch chuẩn sản lư ng).

Trong một số nghiên c u có dữ liệu t ong giai đoạn mặt bằng lạm hát ở Việt Nam

cao dẫn đến ết quả là sản lư ng công nghiệ à CPI có mối quan hệ ngư c chiều nhau,

nghĩa là hi tăng sản lư ng sẽ làm cho lạm hát có xu hướng giảm xuống. Điều này có th

lý giải bởi tỷ lệ lạm hát cao ở Việt Nam t ong những năm gần đây như năm 2008 lạm hát

là 19,95%.

T ước cú sốc ề tăng t ưởng t ong nước, chiều hướng tăng của CPI t ong nước, chính

sách tiền tệ t ong nước có xu hướng thắt chặt, th hiện đường lãi suất hản ng tăng cao và

nhanh t ong hoảng thời gian 5-6 tháng đầu tiên, ngay hi xảy a cú sốc sản lư ng lãi suất

đã tăng thêm 0.24%, và tiế tục tăng từ tháng 5 đến tháng 10, m c tăng lãi suất dao động ở

0.6-0.8%. Tuy nhiên, sau hoảng thời gian 9-10 tháng, sau khi hạn chế tốc độ tăng của chỉ

số CPI, chính sách tiền tệ có xu hướng nới lỏng th hiện lãi suất có xu hướng giảm nhẹ.

Những điều chỉnh lãi suất của NHNN đã có tác động làm cho tốc độ tăng t ưởng cung tiền

có dấu hiệu thu hẹ lại à tốc độ tăng t ưởng biến động lạm hát từ đó cũng có xu hướng

giảm dần.

Về m c độ thay đ i của tỷ giá hối đoái danh nghĩa VND à USD, chỉ số này hầu như

ất ít thay đ i (dao động tăng giảm t ong hoảng 0.2-0.3%) t ong suốt cú sốc sản lư ng.

Điều này xảy a đối ới tỷ giá danh nghĩa VND/USD hông những t ước cú sốc sản lư ng

mà còn hầu hết các cú sốc tiế theo. Điều này đư c lý giải do chính sách neo giữ à i m

soát chặt tỷ giá đồng nội tệ t ước USD của NHNN suốt thời gian dài, tỷ giá danh nghĩa chỉ

4.2.2. Phản ứng của các biến số nền kinh tế vĩ mô trước cú sốc lạm phát:

mới đư c nới lỏng hơn từ năm 2008 t ờ lại đây.

Hình 4.2: Phản ứng của các biến số nền kinh tế vĩ mô trước cú sốc lạm phát

Phản ng của sản lư ng t ước cú sốc lạm hát cho thấy, đ ng t ước tình t ạng chỉ số

CPI tăng cao, sản lư ng có xu hướng giảm, tuy nhiên m c độ giảm của sản lư ng ất nhẹ

à ít thay đ i ở các ỳ tiế theo (m c dao động 0.1-0.8%).

Cung tiền M2 đư c giả định chịu ảnh hưởng t c thời bởi các cú sốc t ong lạm hát.

Quan sát bi u đồ t ên, chúng ta có th thấy diễn biến của nền inh tế à iệc điều hành

chính sách tiền tệ t ước cú sốc ề lạm hát t ong nước tăng cao là h lý à hù h ề mặt

lý thuyết inh tế. Khi chỉ số CPI tăng cao, tác động tiêu cực tới tăng t ưởng inh tế thì hản

ng t c thì của chính sách tiền tệ là điều chỉnh lãi suất VND theo hướng tăng à giảm

lư ng tiền cung ng à hút tiền từ lưu thông ề. Sau 6 tháng thắt chặt tiền tệ giảm cung tiền

à tăng lãi suất, đến tháng th 6 -15 chính sách tiền tệ có xu hướng nới lỏng hơn th hiện

giảm lãi suất à tăng cung tiền.

Diễn biến của lãi suất th hiện chính sách điều hành lãi suất t ước cú sốc lạm hát của

Việt Nam là hù h ới lý thuyết inh tế, hi chỉ số CPI tăng cao, NHNN sẽ điều chỉnh

tăng lãi suất. Ở đây, lãi suất có hản ng tăng t ong 5 ỳ đầu tiên hi có cú sốc tăng lạm

hát, từ ỳ th 6 t ở đi lãi suất có xu hướng giảm à tăng t ở lại từ ỳ 15. Kết quả này

tương đồng ới nhiều nghiên c u t ước đây ề hản ng t ên của lãi suất, đại diện tiêu bi u

cho chính sách tiền tệ, tuy nhiên, hản ng này theo tác giả Nguyễn Thị Thu Hằng à

Nguyễn Đ c Thành (2011) là chậm t ễ từ hi xuất hiện những dấu hiệu đầu tiên của lạm

hát à đư c lý giải xuất hát từ iệc xác định à thừa nhận lạm hát thường mất một thời

gian dài. Do đó sự tăng lãi suất là đ hù h ới lạm hát mới hơn là chủ động thắt chặt

tiền tệ đ chống lạm hát.

Như đã nói ở t ên, nhìn chung, tỷ giá ít thay đ i t ước các cú sốc, t ong cú sốc lạm

hát, tỷ giá có xu hướng tăng t ong giai đoạn 0-10 tháng đầu, th hiện t ước cú sốc lạm

4.2.3. Phản ứng của các biến số nền kinh tế vĩ mô trước cú sốc cung tiền

phát, VND t ở nên mất giá so ới USD.

Hình 4.3: Phản ứng của biến số nền kinh tế vĩ mô trước cú sốc cung tiền

Khi tăng lư ng cung tiền, sản lư ng của nền inh tế cũng tăng theo, tuy nhiên m c độ

ảnh hưởng à tác động là hông đáng , m c dao động của sản lư ng, m c tăng giảm lớn

nhất chỉ ở hoảng 0.06-0.09% t ong suốt quá t ình diễn a cú sốc.

Phản ng của CPI t ước cú sốc lãi suất hông nhiều t ong hi t ước cú sốc t ong

cung tiền M2 thì CPI lại hản ng ất mạnh (tăng 1,1% tại tháng th 5 à dao động ở m c

tăng 1.2-1.6% ở những tháng tiế theo t ước cú sốc cung tiền thay đ i một đơn ị độ lệch

chuẩn). Cú sốc t ong cung tiền sẽ làm tăng CPI nhưng CPI hông hản ng ngay lậ t c

mà t ễ hoảng 5 ỳ (tháng) à tác động này là dai dẳng. Tác động này có th thấy õ nhất

t ong giai đoạn 2005 – 2007, m c tăng cung tiền của VN là hoảng 91,93% gấ 3,6 lần

m c tăng t ưởng GDP (25,1%), iêng năm 2007 đ mua lại hơn 10 tỷ USD ngoại tệ thì

NHNN đã bỏ a gần 180.000 tỷ đồng ( hoảng 14% GDP), điều này gó hần lý giải cho

lạm hát tăng cao t ong năm 2007 (12,63%) à 2008 (19,95%). Kết quả này cũng hù h

ết quả của các nghiên c u t ước đây, hầu hết đều cho thấy CPI hản ng ất mạnh t ước

4.2.4. Phản ứng của các biến số nền kinh tế vĩ mô trước cú sốc lãi suất

cú sốc t ong cung tiền nhưng hản ng hông nhiều ới cú sốc từ lãi suất.

Hình 4.4: Phản ứng của các biến số nền kinh tế vĩ mô trước cú sốc lãi suất

Đối ới cú sốc lãi suất, đ ng t ước động thái điều chỉnh lãi suất tăng cao t ong nước,

hi NHNN muốn thực hiện chính sách tiền tệ thắt chặt, cung tiền cũng thay đ i theo hướng

giảm xuống t ong 2 ỳ đầu (giảm từ 1.16% xuống 0.04%) và n định (xoay quanh thay đ i

0.2-0.4%) t ong những ỳ sau đó.

Khi lãi suất VND tăng đồng nghĩa ới iệc Việt Nam thắt chặt chính sách tiền tệ thì

tăng t ưởng inh tế có xu hướng giảm mạnh à tương đối nhạy cảm ới biến động của lãi

suất. Việc thắt chặt chính sách tiền tệ thông qua tăng lãi suất sẽ tác động nhanh à hiến

CPI giảm t ong hoảng thời gian tương đối chậm là 5 tháng, điều này th hiện tính c ng

nhắc của giá cả như lý thuyết Keynes mới đã chỉ a. Sau thời gian đó, CPI có xu hướng

giảm nhưng ới tốc độ thấ hơn so ới thời gian 5 tháng t ước.

Phản ng của CPI t ước cú sốc lãi suất hông nhiều như t ước cú sốc t ong cung tiền

M2 . Kết quả này cũng hù h ết quả của các nghiên c u t ước đây, hầu hết đều cho thấy

CPI hản ng ất mạnh t ước cú sốc t ong cung tiền nhưng hản ng hông nhiều ới cú

sốc từ lãi suất.

Như ậy, một động thái thắt chặt của NHNN thông qua công cụ lãi suất t ong hoảng

thời gian ban đầu đã có những tác động t ái chiều lên t ng th nền inh tế. Cụ th là :

Th nhất, nó làm thu hẹ quy mô à m c độ của các hoạt động inh tế th hiện ở iệc

sản lư ng sụt giảm. Việc tăng lãi suất chính sách đ đối hó ới tình t ạng lạm hát cao của

NHNN đã làm gia tăng mặt bằng lãi suất thị t ường, tăng chi hí sử dụng ốn của các

doanh nghiệ , tạo sự hó hăn t ong iệc tiế cận ới nguồn ốn, hạn chế iệc mở ộng

quy mô sản xuất.

Th hai, nó làm giảm biến động động lạm hát, t c là giảm độ bất n của mặt bằng

giá cả. Có th thấy, tác động của iệc thắt chặt tiền tệ theo như lý thuyết à t ng th những

nghiên c u thực nghiệm Mala Ragha an and Pa am Silvapulle (2007) cho Malaysian hay

những nghiên c u gần đây Phạm Thế Anh (2008) cho nền inh tế Việt Nam đều chỉ a ằng

4.2.5. Phản ứng của trước cú sốc tỷ giá

thắt chặt tiền tệ bằng iệc tăng lãi suất sẽ làm giảm lạm hát à tiến tới n định inh tế.

Hình 4.5: Phản ứng của các biến số nền kinh tế vĩ mô trước cú sốc tỷ giá

Phản ng của lạm hát t ước cú sốc tỷ giá: Cú sốc t ong tỷ giá có tác động làm giảm

lạm hát nhưng hông lớn (giảm 0.2% ngay ỳ đầu tiên à giảm 0.8% tại tháng th 5), sau

tháng th 5, iệc tăng tỷ giá sẽ tạo á lực gia tăng lạm hát, điều này là tương đồng ới ết

quả nghiên c u của một số tác giả (chẳng hạn Nguyễn Thị Thu Hằng à Nguyễn Đ c

Thành 2011), ới ết luận iệc há giá đồng nội tệ sẽ có tác động làm tăng á lực lạm hát,

ết quả này chỉ có t ong những nghiên c u từ sau năm 2008, thời đi m NHNN thả n i

t ong iệc quản lý tỷ giá hơn, há giá VND thường xuyên à ới m c độ lớn hơn. Thêm

ào đó, những biến động t ên thị t ường ngoại hối, đặc biệt t ong giai đoạn 2009-2011 do

niềm tin ào tiền VND bị sụt giảm, do hoạt động đầu cơ à tình t ạng đô la hóa dẫn đến ỳ

ọng ề lạm hát của người dân tăng lên.

T ước cú sốc tỷ giá, VND mất giá, dẫn đến m c lãi suất VND sụt giảm t ong

hoảng 9 tháng đầu à chỉ thật sự tăng t ở lại ào tháng th 10 sau cú sốc tăng tỷ giá của

4.2.6. Phản ứng của các biến số nền kinh tế vĩ mô trước cú sốc bên ngoài:

NHNN.

T ong đó các cú sốc t ong nước sẽ hông có tác động đến hu ực nước ngoài, mà bản

thân các cú sốc này sẽ do chính nó gây a.

 Sản lượng:

Hình 4.6: Phản ứng của sản lượng trước cú sốc các biến ngoại

Hình 4.6 cho thấy ết quả hản ng của sản lư ng t ong nước t ước các cú sốc biến

ngoại. Nhìn chung, sản lư ng t ong nước cũng có những hản ng t c thời, tuy nhiên

cường độ hản ng ghi nhận đư c là hông lớn. (Xoay quanh mốc 0)

 Lãi suất:

Hình 4.7: Phản ứng của lãi suất trước cú sốc các biến ngoại

Nhìn chung, có th thấy lãi suất hản ng há nhanh à mạnh t ước những biến động

của lạm hát thế giới nhưng ít biến động t ước sự thay đ i của lãi suất nước ngoài (đại

diện là lãi suất có hiệu lực Hoa Kì). Cụ th là, ngay ở tháng 1, lãi suất đã tăng 10.01% à

tăng 34.6% tại tháng 5 t ước sự thay đ i 1 độ lệch chuẩn của biến WCPI. Hiệu ng này

éo dài t ong hoảng thời gian 10 tháng (đối ới cú sốc lạm hát thế giới).

Lãi suất của Việt Nam nhìn chung chỉ có biến động t ước cú sốc lạm hát thế giới à

lạm hát của Hoa ỳ, ít thay đ i t ước sản lư ng à lãi suất của Hoa ỳ.

 Lạm phát:

Hình 4.8: Phản ứng của lạm phát trước cú sốc các biến ngoại

Lạm hát thế giới đã có ảnh hưởng t c thời đến lạm phát trong nước, biến VNCPI

đã tăng hoảng 0.9% trong 9 tháng đầu và hiệu ng này kéo dài trong khoảng 15 tháng và

sau đó dần n định. Điều này cho thấy những ảnh hưởng từ lạm hát thế giới đến biến

động mặt bằng giá cả ở Việt Nam là khá sâu ộng ề cường độ lẫn thời gian tác động.

 Tỷ giá:

Hình 4.9: Phản ứng của tỷ giá trước cú sốc các biến ngoại

Tỷ giá tại VN đư c điều tiết bởi NHNN à thường có xu hướng giữ n định t ong thời

gian dài, do đó, tỷ giá đư c cho là hầu như hông chịu tác động t c thời bởi các cú sốc

hác (Ul ich Camen, 2006; IMF, 2006b; Phạm Thế Anh, 2009).

4.3. Phân tích phân rã phương sai

Đ hân tích m c độ đóng gó của các cú sốc của các yếu tố đư c chọn đối ới từng

biến trong từng thời đi m cũng như hẳng định lại các hân tích ết quả thu đư c từ các

hàm hản ng đẩy ta sử dụng thêm ết quả hân ã hương sai. Phân tích hân ã hương

sai cũng đư c sử dụng đ dự báo ai t ò của các cú sốc đối ới biến quan sát, giú đánh giá

đư c tầm quan t ọng tương đối theo thời gian của các cú sốc đối ới sự biến động của các

biến inh tế ĩ mô. Tương tự như hân tích hản ng xung, hân ã hương sai dựa ào cấu

t úc ma t ận A0 à B như đã nêu ở hần t ên. Các ết quả i m định dưới đây tác giả sử

dụng hân ã hương sai dựa t ên hân ã cấu t úc thay ì sắ xế Choles y, cách sắ xế

này đã làm thay đ i mạnh ết quả hàm hản ng, dẫn đến ết quả nghiên c u phân rã

4.3.1. Phân rã phương sai biến sản lượng:

hương sai há hác biệt so ới các nghiên c u t ước đây.

Nhìn chung, t ong ngắn hạn, sự biến động của sản lư ng hụ thuộc chủ yếu ào các

cú sốc của chính nó (chiếm hoảng hơn 57% ở ỳ 1) à giảm dần ở các ỳ sau đó. Ngoài

ra, tỷ giá à lãi suất của Mỹ cũng có những tác động đáng k , cụ th là ảnh hưởng từ tỷ giá

chiếm từ 26.7% à giảm dần xuống 18.46% t ong 1 năm đầu à có xu hướng giảm dần,

ch ng tỏ nền nền sản xuất công nghiệ của Việt Nam còn hụ thuộc ào nguyên liệu nhậ

hẩu. Bên cạnh đó, t ong ngắn hạn, à cả dài hạn, những điều chỉnh lãi suất từ cục dự t ữ

liên bang Mỹ FED cũng đã có những tác động há lớn. Nó giải thích đư c hơn 7% biến sản

lư ng t ong tháng đầu tiên à tác động mạnh nhất ào tháng 12 ới hệ số giải thích ào

hoảng 10.22%. Các cú sốc từ những biến nội địa còn lại như cung tiền à lãi suất cũng có

tác động tương đối đáng k t ong ngắn hạn ới hệ số giải thích lần lư t là 8.4% à 7% cho

tháng th 12 lần lư t cho các biến cung tiền à lãi suất.

Xét t ong t ung hạn, hả năng giải thích của các cú sốc từ các biến inh tế ĩ mô nội

địa đối ới những thay đ i t ong sản lư ng có gia tăng đáng k , đặc biệt đáng chú ý là tốc

độ tăng t ưởng cung tiền M2, tăng hệ số giải thích từ tháng 1 là 3.1% lên t ên 8% từ tháng

9 t ờ đi đến ỳ cuối là 48. Các hệ số giải thích của tỷ giá cho sản lư ng giảm dần t ong

t ung à dài hạn, từ 26.74% ở ỳ 1 còn hoảng 17%-18% từ ỳ 12 t ở đi à giảm dần.

Như ậy, qua iệc sử dụng hân tích Va iance Decom osition đ đánh giá biến động

của sản lư ng công nghiệ t ong nước t ong t ung hạn, ta thấy các nhân tố bên ngoài chủ

yếu tác động đến sản lư ng công nghiệ t ong nước là iệc điều chỉnh lãi suất của FED,

lạm hát và sản lư ng công nghiệp của Hoa Kỳ. Hệ số giải thích của các biến này lần lư t

là 10.09%; 7% và 6,39%. T ong hi đó, các nhân tố t ong nước giải thích chính cho sự biến

động sản lư ng t ong nước là yếu t tỷ giá, cung tiền M2 à sự thay đ i lãi suất t ên thị

t ường tiền tệ ới ết quả giải thích lần lư t là 16.7%, 9% à 6.93%. Có th nói, t ong quá

t ình mở cửa à hội nhậ inh tế, tăng t ưởng inh tế Việt Nam chịu ảnh hưởng ất lớn bởi

sự biến động của nền inh tế thế giới, đặc biệt là sự biến động của nền inh tế Hoa Kỳ.

Variance Decomposition of DLOGVNSL:

WCPI

USSL

USCPI

USLS

CPI

Period

S.E.

0.065753

0.038102

2.972021

0.264239

7.089129

57.27148

1.486521

3.104909

1.028354

26.74525

0.095385

1.015347

2.286709

0.220169

12.83268

48.47276

4.845625

5.942957

0.833349

23.55041

0.101070

3.477221

3.610057

2.406611

12.58982

44.31332

4.673024

5.830427

1.338342

21.76118

0.111431

4.918176

3.773076

3.663462

10.72908

37.66483

5.170999

8.734228

6.465978

18.88018

Bảng 4.1: Phân rã phương sai nhân tố sản lượng

0.114441

5.820621

3.699292

4.665689

10.22629

36.29789

5.281319

8.450657

7.090905

18.46734

12

0.118643

5.663160

6.110628

5.714814

9.920986

34.10035

5.633268

8.650759

6.957643

17.24839

0.120145

5.571866

6.018856

6.824503

9.839051

33.29201

5.862224

8.843819

6.807295

16.94038

0.121321

5.545774

6.269389

6.831609

10.03166

32.74241

5.882084

8.803125

6.811474

17.08247

0.121956

5.589072

6.459371

6.902073

9.997282

32.60999

5.909746

8.765278

6.771421

16.99576

24

0.122491

5.627890

6.424003

6.951528

10.01686

32.34843

6.160703

8.817280

6.803587

16.84973

0.122719

5.664148

6.413551

6.946564

10.04683

32.26770

6.153550

8.828964

6.857346

16.82134

0.122977

5.675459

6.394305

6.985020

10.07650

32.25224

6.142332

8.824182

6.878253

16.77171

0.123187

5.677946

6.398285

6.993678

10.07492

32.15506

6.122635

8.920443

6.932032

16.72500

36

0.123245

5.698322

6.394189

6.995215

10.07674

32.12891

6.126872

8.916566

6.936164

16.72702

0.123337

5.699048

6.387168

6.992444

10.08252

32.09914

6.119195

8.962823

6.934738

16.72293

0.123399

5.695281

6.389786

6.999457

10.09293

32.07068

6.121711

8.986037

6.930392

16.71373

0.123435

5.698765

6.392274

7.004700

10.09249

32.05989

6.121710

8.988663

6.931663

16.70984

48

4.3.2. Phân rã phương sai nhân tố lạm phát:

Kết quả của những nghiên c u t ước đây ề lạm hát ở VN đều cho thấy CPI thường

chịu ảnh hưởng ất lớn từ cú sốc t ễ của chính nó đến hơn 50%, tuy nhiên ết quả i m

định ở đây lại ất thấ do sử dụng hân ã hương sai dựa t ên hân ã cấu t úc thay ì sắ

xế Choles y. Cú sốc từ lạm hát Mỹ cũng tác động há lớn đến CPI, dù chỉ chiếm 0.08%

ở ỳ đầu song đến ỳ th hai đã bất ngờ chiếm 5.05% à giữ ở m c hoảng 10% cho đến

24 ỳ. Về các biến t ong nước, CPI chịu tác động lớn từ cung tiền M2 ngay t ong ỳ đầu à

giảm dần tỷ lệ bị tác động t ong t ung hạn giữ ở m c 30%, t ong hi đó cú sốc đến từ hía

cầu mà đại diện là sản lư ng công nghiệ ất yếu, cao nhất chỉ 7% cho cả 48 ỳ. Như ậy

ết quả bài nghiên c u này một lần nữa hẳng định tình t ạng lạm hát cao ở VN chủ yếu

là do cú sốc từ hía cung/chi hí đẩy nhiều hơn do cú sốc từ hía cầu/cầu éo. Ngoài iệc

tác động mạnh nhất ngay từ đầu ới cú sốc từ M2 cũng cho thấy tác động dai dẳng sau 48

ỳ ẫn còn tác động t ên 30%.

Nhìn chung, ề t ung hạn, sau hoảng 4 năm, những thay đ i t ong tốc độ tăng

t ưởng lạm hát chịu tác động chính từ các cú sốc: cú sốc của chính nó (chiếm 9.25%), cú

sốc lạm hát nước ngoài (10.07%), cú sốc cung tiền (30.3%), lãi suất t ong nước (12.6%).

Như ậy, chúng ta có th thấy, sự biến động chỉ số CPI t ong nước, nếu loại bỏ các

động thái nước ngoài thì chịu ảnh hưởng ất lớn từ động thái điều hành lãi suất à tỷ giá và

cung tiền trong nước, đặc biệt là t ong t ung hạn.

Variance Decomposition of DLOGVNCPI:

WCPI

USSL

USCPI

USLS

CPI

Period

S.E.

Bảng 4.2: Phân rã phương sai nhân tố biến động lạm phát

1 0.007758

1.426814

0.749031

0.082983

1.085613

4.056962

6.109393

63.51051

15.35209

7.626608

0.010162

4.268688

0.562470

5.057440

2.720298

4.533534

3.591425

47.06201

21.91944

10.28470

0.011576

6.596097

0.899033

8.331831

2.900796

5.288526

5.670125

37.92897

19.41386

12.97077

0.012290

7.953527

1.547269

10.58712

2.645957

6.374564

5.470612

35.86684

17.99296

11.56115

12 0.012899

8.164240

1.633251

10.16515

2.752056

7.151184

7.419571

33.23184

17.06708

12.41562

0.013263

8.742279

1.614854

9.785613

2.815732

7.227246

8.679343

31.95102

16.35066

12.83325

0.013452

8.658312

2.330898

9.915115

2.898829

7.269859

8.950289

31.15306

16.10311

12.72053

0.013461

8.677435

2.328218

9.905645

2.895347

7.270159

8.941280

31.18652

16.08439

12.71101

0.013519

8.624209

2.337740

9.854565

2.876946

7.459935

9.072964

31.06590

16.04747

12.66027

24 0.013554

8.602580

2.345925

9.865034

2.896039

7.563480

9.087715

30.96671

16.03228

12.64024

0.013581

8.571412

2.398860

9.851944

2.986709

7.607637

9.088407

30.87686

16.00801

12.61016

0.013618

8.571390

2.544082

9.839196

3.006507

7.621188

9.138995

30.72784

15.93153

12.61927

0.013649

8.543936

2.614420

9.830447

3.057963

7.596420

9.123269

30.64147

15.89266

12.69942

0.013654

8.540010

2.616697

9.832275

3.082980

7.593464

9.121098

30.61660

15.89129

12.70558

36 0.013665

8.537154

2.637492

9.867132

3.096214

7.581417

9.112590

30.56845

15.87660

12.72295

0.013677

8.562213

2.633789

9.919148

3.109315

7.577633

9.103317

30.52277

15.85569

12.71612

0.013697

8.560004

2.637447

10.01212

3.150936

7.571378

9.109621

30.45807

15.81752

12.68291

0.013712

8.558649

2.638421

10.04297

3.159267

7.558697

9.184418

30.41109

15.78852

12.65796

48 0.013726

8.542275

2.636485

10.06929

3.161501

7.544800

9.249259

30.36896

15.76111

12.66632

4.3.3. Phân rã phương sai biến động của cung tiền M2:

Đối ới sự biến động của cung tiền M2 t ong nước t ong t ung hạn, chúng ta có th

thấy, hệ số giải thích chủ yếu đến từ biến lãi suất t ong nước 37.57%, độ thay đ i tỷ giá

10.54% à biến động lạm hát, ề các biến ngoại đáng chú ý là biến biến động lạm hát

Mỹ à sản lư ng Mỹ, lần lư t là 8.14% và 7.61%. Điều này hản ánh ằng, iệc tăng hay

giảm m c cung ng tiền a lưu thông hụ thuộc ất nhiều ào dấu hiệu lãi suất, biến động

lạm hát t ong nước à tăng t ưởng inh tế Hoa Kỳ.

Qua những hân tích sơ bộ ề ết quả hân ã hương sai đối ới các biến ĩ mô

hản ánh m c độ hoạt động của nền inh tế t ong nước đồng thời ết h ới ết quả từ

hàm hản ng đẩy (IRF) ở hần t ên, có thế đưa a một số nhận định ằng:

Th nhất, ới ị thế là một nước nhỏ à có độ mở ngày càng lớn, nền inh tế Việt

Nam ngày càng dễ bị t n thương à ảnh hưởng bởi những biến động t ên thị t ường thế

giới, hệ số giải thích của các biến hối ngoại ngày càng tăng theo thời gian. Do đó, tất cả

các biến chính sách tiền tệ ngày càng bị ảnh hưởng bởi các nhân tố bên ngoài nền inh tế

nên đòi hỏi iệc điều hành chính sách tiền tệ hải hết s c linh hoạt.

Th hai, ai t ò há mờ nhạt của tác động từ các nhân tố chính sách t ong nước như

lãi suất, tỷ giá, cung tiền t ước các biến biến động sản lư ng à lạm hát so ới các nhân

tố nước ngoài cho thấy hệ thống các ênh t uyền dẫn chính sách tiền tệ ở Việt Nam còn

chưa hát t i n à hoạt động hông thật sự hiệu quả. Nguyên nhân chính đầu tiên hải

đến là iệc thị t ường tài chính ở Việt Nam còn há non t ẻ nên t ình độ hát t i n của hệ

thống tài chính ẫn tương đối thấ . Sự thiếu đa dạng t ong loại hình các t ch c hoạt động

cũng như chủng loại các sản hẩm cung ng t ên thị t ường hiến tốc độ à m c độ t uyền

dẫn chính sách t ở nên há hiêm tốn. Việc chỉ có một số ít các định chế tài chính ới ưu

thế độc quyền à nguồn cung các sản hẩm tài chính thay thế nghèo nàn đã hiến những

định chế này có hả năng gây a các ảnh hưởng đến lãi suất cũng như giá cả thị t ường độc

lậ ới các định hướng mục tiêu của NHNN. Bên cạnh đó, sự i m soát tỷ giá há chặt chẽ

của NHNN cũng là một nhân tố hạn chế sự hát huy tác dụng của ênh tỷ giá ở thị t ường

Việt Nam.

T ng h các ết quả thực nghiệm hân ã hương sai đối ới biến tốc độ tăng

trưởng cung tiền t ên cho thấy:

Th nhất, độ mở của tài hoản ốn ở Việt Nam là há lớn. Sự biến động của tỷ lệ

lạm hát thế giới à Hoa Kỳ kéo theo những biến động t ong các luồng ốn đầu tư vào

Việt Nam. Và từ sự biến động của dòng ngoại tệ này cùng ới chính sách tỷ giá thả n i có

quản lí song gần như là khá cố định t ong hoảng thời gian dài đã dẫn đến iệc buộc

nguồn cung nội tệ hải có những thay đ i tương ng, có nghĩa là gây a những biến động

t ong tốc độ tăng t ưởng cung tiền.

Th hai, m c tác động tương đối của các cú sốc đến từ 2 nhân tố đại diện cho m c độ

hoạt động của nền inh tế t ong nước là: lãi suất à biến động lạm hát cho thấy mối tương

quan há chặt chẽ giữa t ng lư ng tiền t ong lưu thông ới lãi suất à giá cả t ong nền

inh tế Việt Nam. Điều này hàm ý ằng, t ạng thái hối tiền lưu thông t ong nền inh tế là

một dấu hiệu há đặc t ưng của lạm hát. Mặt hác, chính từ mục tiêu n định giá cả mà

chính sách tiền tệ của NHNN đã có những động thái hản ng lại tương ng hi lạm hát

cao à biến động lạm hát gia tăng thông qua iệc thu hẹ cung tiền. Điều này dẫn tới sự

tồn tại mối tương quan t ong biến động lạm hát à biến động cung tiền hù h ới

những bằng ch ng thực nghiệm đã tìm thấy.

Variance Decomposition of DDLOGVNM2:

WCPI

USSL

USCPI

USLS

CPI

Period

S.E.

0.013127

2.646205

0.156801

3.384976

0.009790

2.834136

4.284005

4.689928

79.09089

2.903269

0.020206

5.279235

6.061146

3.235066

0.999778

3.831370

2.992312

2.871210

67.15388

7.576000

0.021896

6.920076

5.461331

7.040145

1.718365

6.005620

3.834052

3.852803

58.47416

6.693446

0.025071

6.356607

6.375049

8.715513

2.489119

4.839717

9.120402

7.367449

46.14911

8.587033

0.026278

7.304441

7.123803

8.643451

2.676334

4.796930

9.552152

6.905446

42.30005

10.69739

0.027136

7.200025

7.389775

8.198544

3.589039

5.487188

10.11311

7.489076

40.17889

10.35435

0.027360

7.335816

7.579479

8.128440

3.650293

5.689936

9.969437

7.617128

39.79329

10.23618

0.027920

7.494784

7.682526

7.971013

3.534999

5.972460

10.27689

7.432352

38.99099

10.64398

0.028261

7.523747

7.669195

8.116775

3.576865

6.262863

10.19035

7.755954

38.25094

10.65330

0.028400

7.477629

7.674886

8.148898

3.643672

6.359696

10.30510

7.707527

38.09806

10.58453

0.028501

7.487629

7.661257

8.137331

3.711045

6.486304

10.32185

7.722575

37.93203

10.53998

0.028576

7.502148

7.627321

8.129419

3.721257

6.523077

10.36158

7.764569

37.83257

10.53805

0.028624

7.507044

7.630129

8.144830

3.758248

6.567771

10.36040

7.775732

37.71203

10.54381

0.028660

7.512934

7.616253

8.141578

3.771535

6.594797

10.39805

7.776755

37.64552

10.54259

0.028675

7.514956

7.618905

8.142085

3.771612

6.598517

10.40218

7.772360

37.62629

10.55310

0.028691

7.519089

7.614695

8.146761

3.779546

6.614357

10.41071

7.779323

37.59322

10.54230

0.028703

7.523212

7.614903

8.145722

3.787642

6.620416

10.40391

7.785375

37.57378

10.54504

4.3.4. Phân rã phương sai đối với nhân tố lãi suất.

Bảng 4.3: Phân rã phương sai nhân tố cung tiền M2

Nhìn chung có th thấy, t ong ngắn hạn biến động lãi suất chịu ảnh hưởng từ ba

nhân tố chính: cú sốc từ biến động lạm hát (29%), tỷ giá à sản lư ng 14%.

Vai t ò há lớn của cú sốc từ biến động lạm hát t ong những thay đ i ề lãi suất ở

những quý đầu tiên cho thấy lãi suất t ong nước hản ng ất nhạy à ới cường độ há

mạnh t ước những biến động lạm hát à nó cũng có nghĩa là lãi suất là công cụ chủ yếu

đư c NHNN sử dụng đ đối hó ới lạm hát, bình n mặt bằng giá cả thị t ường.

Xét t ong t ung hạn, ảnh hưởng từ cú sốc của biến động lạm hát giảm dần từ 45%

tại ỳ đầu xuống dần ở m c 25-26%.

Từ các ết quả thực nghiệm t ên có th thấy: Về cơ bản, ở Việt Nam lãi suất là công

cụ điều tiết chính của NHNN. Nhân tố này, đại diện cho ch c năng hản ng lại của chính

sách tiền tệ t ước những biến động của các biến inh tế ĩ mô. Chính ì ậy mà những sự

thay đ i của lại suất chủ yếu là do chịu tác động đồng thời à cũng khá đồng đều của các

nhân tố t ong à ngoài nước.

Vai t ò của các cú sốc biến động lạm hát, cung tiền t ong sự thay đ i của lãi suất là

há lớn, tuy nhiên kết quả hân tích thực nghiệm ở t ên cho thấy tầm quan t ọng của cú

sốc lãi suất tới những thay đ i của những biến này là chưa lớn. Từ đó có th thấy công cụ

lãi suất chưa thật sự hản ng tốt t ước những biến động nhằm n định nền inh tế, đồng

thời hiệu quả dẫn t uyền của nó là hông cao à những động thái thay đ i lãi suất có hần

thụ động, đi sau thị t ường à chưa tạo đư c hiệu ng lan t uyền từ chính sách tiền tệ sang

các hu ực hác.

Variance Decomposition of DVNLS:

WCPI

USSL

USCPI

USLS

CPI

Period

S.E.

0.524842

3.640873

0.696680

7.805287

6.007882

21.70243

45.53942

0.381234

0.375089

13.85110

0.677330

4.521588

5.326159

6.556983

10.25277

15.81426

36.72426

2.773690

7.356030

10.67426

0.774909

5.558271

5.989041

9.616164

9.861747

14.88653

30.70496

3.192691

9.816542

10.37406

0.785048

5.506098

6.689993

9.383563

9.810802

14.50540

30.01731

3.150661

10.02962

10.90655

0.799295

5.510021

6.674028

9.693828

10.30531

14.05460

28.98493

3.486212

10.38283

10.90824

0.816479

5.820931

6.750537

9.379136

9.933929

13.60629

30.30998

3.413286

10.18252

10.60340

0.881306

7.378916

6.118536

8.480975

10.36074

13.05732

29.02140

3.058680

9.332538

13.19089

0.927982

10.89067

6.006689

8.128306

9.496633

12.41379

26.88257

3.571568

8.710925

13.89884

0.943738

10.58074

5.937897

9.119229

9.486975

12.38902

26.16447

3.726753

8.868102

13.72682

0.966691

10.50412

5.805139

8.733516

9.089770

12.26511

26.62257

4.466005

8.893483

13.62028

0.982648

10.37190

5.843040

8.801201

8.966571

12.03227

26.50989

4.502034

8.809865

14.16323

0.988694

10.33886

5.871639

8.726822

8.934860

11.93744

26.40206

4.795783

8.791591

14.20095

0.995615

10.26111

6.236092

8.826827

8.823769

11.81062

26.39327

4.774521

8.688905

14.18489

0.998313

10.24704

6.298300

8.877011

8.799462

11.78342

26.26798

4.806641

8.742495

14.17765

1.001335

10.38476

6.376731

8.853937

8.831823

11.77050

26.11750

4.832556

8.736273

14.09593

1.003133

10.39824

6.360400

8.980043

8.824787

11.74819

26.03594

4.835716

8.742865

14.07382

1.005683

10.36585

6.486396

8.980472

8.813153

11.71598

25.94178

4.912723

8.705908

14.07773

1.007879

10.33289

6.526268

8.949051

8.787238

11.69568

26.01682

4.984719

8.669444

14.03789

10.38634

6.516729

8.927302

8.776409

11.66889

26.00387

4.985496

8.659425

14.07554

Bảng 4.4: Phân rã phương sai nhân tố lãi suất

1.009296

4.3.5. Phân rã phương sai đối với biến tỷ giá hối đoái

T ong ngắn hạn, biến động tỷ giá hối đoái danh nghĩa ngoài hụ thuộc ào tác động

từ các cú sốc của chính nó (chiếm 30%) còn chịu ảnh hưởng há lớn từ các thay đ i lãi

suất t ong nước ( hoảng 14%) à cú sốc biến động lạm hát (32%). Ngoài ra, trong quý

đầu tiên, các cú sốc từ lãi suất có hiệu lực Hoa Kì cũng có những tác động nhất định

(chiếm hoảng 5.32%).

Tuy nhiên, xét t ong t ung hạn, tầm quan t ọng của thay đ i lãi suất, tỷ giá, biến động

lạm hát đối ới biến động tỷ giá danh nghĩa có xu hướng giảm. Ngư c lại, ảnh hưởng của

các biến còn lại có sự gia tăng đáng k đặc biệt là tất cả các nhân tố hối ngoại. Như ậy:

Một là, mặc dù tỷ giá hiện nay ẫn còn chịu sự i m soát há chặt của NHNN nên

há c ng nhắc t ong hoảng thời gian dài. Tuy nhiên, hi xem xét biến động của tỷ giá đặt

t ong mối quan hệ t ng th thì ết quả cho thấy nó có những biến động nhất định hụ

thuộc ào các điều iện inh tế t ong nước à toàn cầu. Cụ th là, t ong ngắn hạn, nó chịu

ảnh hưởng há lớn từ những đ t điều chỉnh lãi suất chính sách của NHNN. Điều này có

th đư c lí giải là do: Khi NHNN thay đ i lãi suất chính sách sẽ dẫn tới những biến động

t ong mặt bằng lãi suất thị t ường, từ đó gây a những sự tăng giảm m c độ hấ dẫn của

các tài sản định danh bằng nội tệ so ới những tài sản nước ngoài, éo theo sự thay đ i

t ong cầu nội tệ. Đồng thời, lúc này giá cả hàng hóa t ong nước thay đ i.

Hai là, tỷ giá hối đoái danh nghĩa ở Việt Nam chịu ảnh hưởng lớn à dai dẳng từ

những động thái điều chỉnh lãi suất của FED. Kết quả này cũng tương đồng ới ết quả thu

đư c từ những nghiên c u t ước đó cho nền inh tế Việt Nam Phạm Thế Anh (2008)

Ba là, tỷ giá hối đoái danh nghĩa đa hương t ong ngắn hạn sẽ chịu ảnh hưởng chính

từ biến động lạm hát à lãi suất t ong nước. Về dài hạn, biến động của biến này chịu ảnh

hưởng há đồng đều của t ng h nhiều nhân tố. T ong đó, 2 nhân tố n i bật nhất là lãi

suất à biến động lạm hát t ong nước.

WCPI

USSL

CPI

Variance Decomposition of DLOGEX: USLS

USCPI

Period

S.E.

0.010955

0.427245

2.650237

0.698018

5.326877

7.342792

32.77298

6.233033

14.45664

30.09218

0.012471

1.867048

8.481906

1.856019

9.095215

6.458428

28.98160

5.661071

11.85834

25.74037

0.013224

3.345881

10.03191

2.572039

8.698736

7.906016

27.05891

6.044059

10.96038

23.38208

0.014178

5.258074

9.848338

4.074955

9.677097

8.132494

23.77121

7.800457

11.02528

20.41210

0.014760

5.926183

9.295580

4.882705

10.42545

7.588504

22.54178

7.988266

11.53662

19.81491

0.015088

5.974193

8.962856

5.102036

10.29300

7.511492

22.45579

8.677594

11.92468

19.09835

0.015402

5.782051

9.413808

5.103623

9.982198

8.156821

22.05361

8.442376

11.89635

19.16916

0.015528

5.758858

9.500297

5.205509

10.27938

8.389229

21.74893

8.486102

11.76824

18.86346

0.015661

5.956474

9.457991

5.587462

10.21961

8.325676

21.59085

8.474999

11.75033

18.63660

0.015744

6.083083

9.386644

5.810901

10.23523

8.242303

21.53238

8.485139

11.76158

18.46274

0.015810

6.054908

9.377094

5.887786

10.19546

8.298121

21.58436

8.516272

11.69237

18.39363

0.015856

6.023127

9.362220

6.026885

10.20880

8.256742

21.58801

8.515353

11.68258

18.33628

0.015899

6.031873

9.320697

6.076804

10.16086

8.228508

21.64205

8.505735

11.66825

18.36523

0.015923

6.060114

9.323154

6.095226

10.15740

8.221259

21.60210

8.532469

11.65040

18.35788

0.015931

6.060386

9.341208

6.094921

10.15325

8.217004

21.59557

8.526495

11.65106

18.36010

0.015939

6.074063

9.341587

6.109108

10.14396

8.220280

21.59403

8.519514

11.64071

18.35675

0.015944

6.086339

9.340186

6.107008

10.14600

8.225013

21.58178

8.519688

11.64282

18.35116

Bảng 4.5: Phân rã phương sai biến tỷ giá hối đoái

4.4. Những hạn chế trong kết quả nghiên cứu

Biến đo lường tỷ giá hối đoái: tại Việt Nam tại nhiều thời đi m thường tồn tại 2 tỷ

giá do NHNN muốn duy t ì tỷ giá n định, do đó muốn hản ánh chính xác tỷ giá cần có

số liệu là tỷ giá thị t ường, tuy nhiên số liệu này là hông chính thống, hông đầy đủ nên

tác giả chưa th thu thậ , chỉ sử dụng tỷ giá liên ngân hàng, tỷ giá danh nghĩa do NHNN

công bố, do đó có th đã làm ảnh hưởng đến độ chính xác của ết quả chạy mô hình, đặc

biệt là ề độ t ễ tác động của các cú sốc.

Ngoài a, một số chuỗi dữ liệu, chẳng hạn sản lư ng, M2 à lãi suất, CPI của Việt

Nam, do dữ liệu hông hoàn toàn liên tục, bị huyết t ong một ài tháng cuối năm 2012 do

IFS chưa cậ nhật nên đư c b sung từ các nguồn t ong nước. Điều này cũng có th làm

ảnh hưởng đến ết quả nghiên c u.

5. KẾT LUẬN

Thông qua iệc mô hình hóa chính sách tiền tệ tại Việt Nam bằng mô hình SVAR,

bài nghiên c u đã đưa a đư c những ết quả hảo sát thực nghiệm ề tác động à m c độ,

thời gian ảnh hưởng của cú sốc nước ngoài (thông qua biến lạm hát thế giới, lạm phát, lãi

suất, sản lư ng của Hoa ỳ), cú sốc lãi suất, cú sốc lạm hát…. đến nền inh tế ĩ mô của

Việt Nam (lạm hát, cung tiền, lãi suất, tỷ giá). Nhìn chung có th thấy:

Th nhất, đ ng t ước các cú sốc thay đ i của nền inh tế nước ngoài, lạm hát là

biến có m c độ bị tác động lớn nhất so ới các biến hác, ch ng tỏ Việt Nam là một nền

inh tế nhỏ à có độ mở tương đối, há nhạy cảm à ất dễ bị tác động.

Th hai, t ong công cuộc chống lạm hát, các công cụ chính sách lãi suất à tỷ giá có

vai trò khá mờ nhạt, chưa thực sự hát huy hiệu quả nhằm n định nền inh tế hi thường

hản ng chậm (2-5 tháng) t ước những thay đ i của lạm hát.

Th ba, kết quả hân ã hương sai cho hầu hết các biến inh tế t ong nước cho thấy,

biến cung tiền là nhân tố có ảnh hưởng đáng k t ong hầu hết các cú sốc của những biến

này. Điều này có nghĩa là sự tăng t ưởng hối lư ng tiền t ong lưu thông đóng một ai t ò

há lớn t ong tăng t ưởng inh tế cũng như có th tạo nên những thay đ i t ong biến động

lạm hát.

Cuối cùng là, hệ thống các ênh t uyền dẫn chính sách tiền tệ ở Việt Nam chưa thực

sự hoạt động hiệu quả, ngay cả đối ới những ênh t uyền thống như lãi suất à tỷ giá hối

đoái. Một ài đặc đi m cấu t úc của nền inh tế giú giải thích cho hiện tư ng này là do

thị t ường tài chính ở Việt Nam còn há non t ẻ nên t ình độ hát t i n của hệ thống tài

chính ẫn tương đối thấ . Sự thiếu đa dạng t ong loại hình các t ch c hoạt động cũng như

chủng loại các sản hẩm cung ng t ên thị t ường hiến tốc độ à m c độ t uyền dẫn chính

sách t ở nên há hiêm tốn. Việc chỉ có một số ít các định chế tài chính ới ưu thế độc

quyền à nguồn cung các sản hẩm tài chính thay thế nghèo nàn đã hiến những định chế

này có hả năng gây a các ảnh hưởng đến lãi suất cũng như giá cả thị t ường độc lậ ới

các định hướng mục tiêu của NHNN. Bên cạnh đó, sự i m soát tỷ giá há chặt chẽ của

NHNN cũng là một nhân tố hạn chế sự hát huy tác dụng của ênh tỷ giá ở thị t ường Việt

Nam.

6. HƯỚNG PHÁT TRIỂN ĐỀ TÀI

Đề tài có th mở ộng theo hướng xem xét t ng th nền inh tế, t ong đó mô hình

SVAR đư c xây dựng bao gồm mối quan hệ tác động qua lại của cả chính sách tiền tệ à

chính sách tài hóa. T ên thực tế, chính sách tiền tệ đư c xem là có tác động chủ yếu t ong

n định nền inh tế, ì ậy khi hướng đến hía cạnh tăng t ưởng thì đòi hỏi cần có sự hối

h chặt chẽ giữa tiền tệ à tài hóa, nên iệc có th lư ng hóa đư c mối quan hệ này

t ong một mô hình động t ng quát sẽ là một hướng nghiên c u mở ộng mang ý nghĩa ng

dụng thực tiễn cao.

Ngoài a, có th b sung nhiều biến đại diện cho nền inh tế ĩ mô như chỉ số ch ng

hoán, NEER, OUTPUT GAP… đ hản ánh chính xác hơn nền inh tế ĩ mô.

DANH MỤC TÀI LIỆU THAM KHẢO

DANH MỤC TÀI LIỆU TIẾNG ANH

1. Akihiro Kubo, 2008. Macroeconomic impact of monetary policy shocks: evidence

from recent experience in Thailand. Science Direct Jounal of Asean Economic, 19:

83-91.

2. Alain Ize and Eric parrado, 2002. Dollarixation, Monetary policy, and the pass

through, IMF Working Paper, WP/02/188.

3. Benjamin O.Maturu, 2007. Channels of Monetary Policy Transmission in Kenya. In: Transmission Mechanism of Monetay Policy Seminar, 12th African Economic

Society Conference. Cape Town, South Africa.

4. Bernanke, Ben, and Ilian Mihov, 1998. Measuring monetary policy. The Quarterly

Journal of Economics, 3: 870-902.

5. Borys and Horváth, 2008. The Effects of Monetary Policy in the Czech Republic:

An Empirical Study. The Czech National Bank, Working paper series 4.

6. Camen, U., 2006. Monetary Policy in Vietnam: The case of a transition country in

Monetary Policy in Asia: approaches and implementation. BIS Papers, 31: 232-252.

7. Castelnuovo, Efrem and Paolo Surico, 2006. The price puzzle: fact or artifact ?.

Bank of England Working Paper No. 288.

8. Cho, Seong – Jei and Jongku Kang, 1999. The impact of Monetary Bank Lending

Behavior. The Bank of Korea economics Paper, 2 (1), P.1-28.

9. Choudhri, E. and Hakura, D, 2001. Exchange Rate Pass-Through to Domestic

Prices: Does the Inflationary Environment Matter? IMF, [Online], Available at:

, [Accessed 25

February 2012].

10. Cushman, David O and Tao Zha, 1997. Indentyfying monetary Policy in a Smaill

Open Economy under Flexible Exchange Rates. Journals of Monetary economics, P.

39, 433-488.

11. Deepak Mohanty, 2012. Evidence of Interest Rate Channel of Monetary Policy

Transmission in India, RBI Working Papers, [online] Available at

, [Accessed

15 May 2013].

12. Ferri, G., Kang, T.S., 1999. The credit chanel at work: Lesson from the Republic of

Ko ea’s financail c isis. World Bank paper, WP 2190.

13. Frederic S. Mishkin, 2004. The economics of monetary, banking and financial

market. 7th edition. New York. With the Addsion Wesley, page 619.

14. Frederic. S Mishkin, 1996. The Channels of Monetary Transmission: Lessons for

Monetary Policy, NBER Working Paper Series 5464, [Online] Available at:

[Accessed 15 May 2013].

15. Friedman, Milton and Anna Schwartz, 1963. A Monetary History of the United

States, 1867-1960, Princeton, Princeton University Press.

16. Ganev G, Molnar K, Rybinski K, Wozniak P. , 2002. Transmission Mechanism of

monetary Policy in Central and Eastern Europe. CASE Report No.52.

17. Gert Peersman and Frank Smets, 2001. The monetary transmission mechanisim in

the Euro area: More evidence from Var Analysis. Woking Paper No 91.

18. Gottschalk, Jan, 2001. An Introduction into the SVAR Methodology: Identification,

Interpretation and Limitations of SVAR models. Kiel Working Paper, No. 1072.

19. Goujon, Michaël, 2006. Fighting inflation in a dollarized economy: The case of

Vietnam, Journal of Comparative Economics, 34: 564-581.

20. Hoffmaister, A.W., J.E. Roldos, and P.Wickham, 1998. Macroeconomic

Fluatuations in Sub-saharan Africa. IMF Staff Papers 45: 132-161.

21. International Monetary Fund, 2003. What Drives Inflation in Vietnam? A Regional

Approach. IMF Country Report No. 06/422, November, International Monetary

Fund, Washington, D.C., U.S.A.

22. International Monetary Fund, 2006. Inflation Dynamics in Vietnam. IMF Country

Report No. 03/381, August, International Monetary Fund, Washington, D.C., U.S.A.

23. Jan Gottschalk, 2001. An Introduction into the SVAR methodlogy: Indentification,

Interpretation and Limitation of SVAR Models. Kiel Working paper No.1072.

24. Jonathan McCarthy, 2007. Pass-through of exchange rates and Import prices to

domestic inflation in some industrialized economies. Eastern Economic Journal, 33:

25. Le Viet Hung and Wade Pfau, 2008. VAR Analysis of the Monetary Transmission

Mechanism in Vietnam, Applied Econometrics and International Development, Vol.

9, No. 1, pp. 165-179, [Online] available at:

[Accessed 15 September 2012].

26. Mala Raghavan and Param Silvapulle, 2007. Structural VAR Approach to

Malaysian Monetary Policy Framework: Evidence from the Pre- and Post-Asian

Crisis Periods, Department of Econometrics and Business Statistics Monash

University, Caulfield, VIC 3145, Australia, [Online] at:

content/uploads/2011/08/nr1215397050.pdf>, [Accessed 15 September 2012].

27. Mosis M. Sichei, 2005. Bank – Lending Chanel in South – Africa: Bank – Level

Dynamic panel Data Analysis, Departments of economics Working Paper Series,

WP 2005-10.

28. Nguyen, Huu Minh, Tony Cavoli, and John K. Wilson, 2012, The Determinants of

Inflation in Vietnam, 2001-09, ASEAN Economic Bulletin, 29: 1-14.

29. Nguyen, Thi Thu Hang and Duc Thanh Nguyen, 2010, Macroeconomic

Determinants of Vietnam’s Inflation 2000-2010: Evidence and Analysis, December,

Vietnam Centre for Economic and Policy Research, University of Economics and

Business, Vietnam National University, Hanoi, Vietnam.

30. Norman Loayza and Klaus Schmidt- Hebbel, 2006. Monetary policy functions

and transmission mechanism: An overview, Central Bank of Chile, P2, [Online] at:

, Accessed 15

September 2012].

31. Piti Disyatat and Pinnarat Vongsinsirikul, 2003. Monetary policy and the

transmission mechanism in Thailand. Journal of Asian Economics 14: 389–418.

32. Rina Bhattacharya, 2013. Inflation Dynamics and Monetary Policy Tranmission in

Vietnam and Emerging Asia. IMF Working papers, WP/13/155.

33. Rokon Bhuiyan, 2012. Monetary Transmission Mechanism in a Small Open

Economy: A Bayesian Structural VAR Approach. Canadian Journal of Economics,

45: 1037–1061.

34. Shahawaz Karim and Minsoo Lee and Christopher Gan, 2011. Price Effects of

Monetary Policy: The Case of a Small Open Economy of New Zealand, Economic

Analysis and Policy (EAP): 41: 253-272.

35. Sims, Christopher A, 1992. Interpreting the Macroeconomic Time Series Facts: The

Effects of Monetary Policy. European Economic Review, June, Vol. 36 No. 5: 975-

1011.

36. Sims, Christopher A, 2009. Inflation Expectations, Uncertainty and Monetary

Policy. BIS Working Papers, 275: 1 – 12.

37. Vo Van Minh, 2009. Exchange Rate Pass – Through and Its Implications for

Inflation in Vietnam, VDF Working Paper, No. 0902.

DANH MỤC TÀI LIỆU TIẾNG VIỆT

1. Bạch Thị Phương Thảo, 2011. Truyền dẫn tỷ giá hối đoái vào các chỉ số giá tại VN

giai đoạn 2001 – 2011. Luận ăn thạc sĩ inh tế. T ường Đại học Kinh tế TP.HCM.

2. Chu Khánh Lân, 2013. Nghiên c u thực nghiệm về truyền dẫn chính sách tiền tệ qua

kênh tín dụng tại Việt Nam. Tạp chí ngân hàng, số 5 tháng 3/2013, trang 17-23.

3. Nguyễn Hoàng Anh à cộng sự, 2012. Phân tích định lượng tác động của các kênh

truyền dẫn tiền tệ lên tổng sản lượng và mức giá tại Việt Nam sử dụng mô hình tự

hồi quy vector var. Bài dự thi nhà hoa học t ẻ. Đại học inh tế T .HCM.

4. Nguyễn Phi Lân, 2011. Cơ chế truyền dẫn tiền tệ dưới góc độ hân tích định lư ng,

[online] [Ngày truy

cập: 01/05/2013].

5. Nguyễn Thị Liên Hoa à T ần Đặng Dũng, 2013. Nghiên c u lạm hát tại Việt Nam

theo hương há SVAR. Tạp chí phát triển và hội nhập, số 10 tháng 5-6/2013,

trang 32-38.

6. Nguyễn Thị Ngọc Trang và Lục Văn Cường, 2012. Sự chuy n dịch tỷ giá hối đoái

vào các m c giá tại VN. Tạp chí Phát triển & hội nhập, Số 7 (17), trang 7-13

7. Nguyễn Thị Thu Hằng à Nguyễn Đ c Thành, 2011. Nguồn gốc lạm hát của Việt

Nam giai đoạn 2000-2010: hát hiện từ những bằng ch ng mới, [online]

mid=498>. [ngày t uy cậ : 01/04/2013].

8. Phạm Thế Anh, 2008. Ứng dụng mô hình SVAR trong việc xác định hiệu ng của

chính sách tiền tệ và dự báo lạm phát ở Việt Nam. Tạp chí Kinh tế và phát triển.

9. Phạm Thế Anh, 2009. Xác định các nhân tố quyết định lạm phát VN. Tạp chí Kinh

tế và phát triển, số 150.

10. Phạm thế Anh, 2013. Kinh tế lượng ứng dụng phân tích chuỗi thời gian. Hà Nội:

NXB Lao Động.

11. Trần Ngọc Thơ à Nguyễn Hữu Tuấn, 2013. Cơ chế truyền dẫn chính sách tiền tệ ở

Việt Nam tiếp cận theo mô hình SVAR. Tạp chí phát triển và hội nhập, số 10 tháng

5-6/2013, trang 8-16.

PHỤ LỤC

Phụ lục 1: Kiểm định tính dừng của các biến

Tính dừng biến VNLS: kết quả dừng tại sai phân bậc 1, không chặn, không xu thế.

t-Statistic -5.256769 -2.580164 -1.942924 -1.615325

1% level 5% level 10% level

t-Statistic -5.256769 -3.374836

Mean dependent var S.D. dependent var Akaike info criterion Schwarz criterion Hannan-Quinn criter.

Prob.* 0.0000 Prob. 0.0000 0.0009 -0.046005 6.846187 6.251685 6.291298 6.267776

Tính dừng biến WCPI: kết quả dừng tại sai phân bậc 2

1% level 5% level 10% level

t-Statistic -13.20368 -2.580264 -1.942938 -1.615316

Prob.* 0.0000

1. Null Hypothesis: D(VNLS_SA) has a unit root Exogenous: None Lag Length: 1 (Automatic based on SIC, MAXLAG=13) Augmented Dickey-Fuller test statistic Test critical values: MacKinnon (1996) one-sided p-values. Augmented Dickey-Fuller Test Equation Dependent Variable: D(VNLS_SA,2) Method: Least Squares Date: 07/28/13 Time: 21:10 Sample (adjusted): 2000M04 2012M12 Included observations: 153 after adjustments Coefficient Std. Error Variable -0.467961 0.089021 D(VNLS_SA(-1)) -0.266328 0.078916 D(VNLS_SA(-1),2) 0.364385 R-squared Adjusted R-squared 0.360176 5.476197 S.E. of regression 4528.300 Sum squared resid -476.2539 Log likelihood 1.987440 Durbin-Watson stat 2. Null Hypothesis: D(LOGWCPI,2) has a unit root Exogenous: None Lag Length: 1 (Automatic based on SIC, MAXLAG=13) Augmented Dickey-Fuller test statistic Test critical values: MacKinnon (1996) one-sided p-values.

t-Statistic -13.20368 4.277501

Prob. 0.0000 0.0000 2.21E-05 0.002288 -10.28686 -10.24707 -10.27070

Tính dừng biến USSL: kết quả dừng tại sai phân bậc 1

t-Statistic -4.568588 -2.580264 -1.942938 -1.615316

1% level 5% level 10% level

t-Statistic -4.568588 -3.656765 -3.270035

Augmented Dickey-Fuller Test Equation Dependent Variable: D(LOGWCPI,3) Method: Least Squares Date: 07/28/13 Time: 21:08 Sample (adjusted): 2000M05 2012M12 Included observations: 152 after adjustments Coefficient Std. Error Variable -1.537763 0.116465 D(LOGWCPI(-1),2) 0.076989 D(LOGWCPI(-1),3) 0.329321 Mean dependent var 0.626369 R-squared S.D. dependent var Adjusted R-squared 0.623878 Akaike info criterion 0.001403 S.E. of regression Schwarz criterion 0.000295 Sum squared resid Hannan-Quinn criter. 783.8014 Log likelihood 2.064821 Durbin-Watson stat 3. Null Hypothesis: D(LOGUSSL) has a unit root Exogenous: None Lag Length: 2 (Automatic based on SIC, MAXLAG=13) Augmented Dickey-Fuller test statistic Test critical values: *MacKinnon (1996) one-sided p-values. Augmented Dickey-Fuller Test Equation Dependent Variable: D(LOGUSSL,2) Method: Least Squares Date: 07/28/13 Time: 21:05 Sample (adjusted): 2000M05 2012M12 Included observations: 152 after adjustments Coefficient Std. Error Variable -0.530373 0.116091 D(LOGUSSL(-1)) -0.381738 0.104392 D(LOGUSSL(-1),2) -0.260078 0.079534 D(LOGUSSL(-2),2) 0.475100 R-squared Adjusted R-squared 0.468054 0.007169 S.E. of regression 0.007658 Sum squared resid

Mean dependent var S.D. dependent var Akaike info criterion Schwarz criterion

Prob.* 0.0000 Prob. 0.0000 0.0004 0.0013 -4.61E-05 0.009829 -7.018594 -6.958912

536.4132 2.026910

Hannan-Quinn criter.

-6.994349

Tính dừng biến USCPI: kết quả dừng tại sai phân bậc 1

1% level 5% level 10% level

t-Statistic -6.415460 -2.580065 -1.942910 -1.615334

t-Statistic -6.415460

Mean dependent var S.D. dependent var Akaike info criterion Schwarz criterion Hannan-Quinn criter.

Prob.* 0.0000 Prob. 0.0000 -1.52E-05 0.003413 -8.753931 -8.734211 -8.745921

Tính dừng biến USLS: kết quả dừng tại level

t-Statistic -2.010221 -2.580065 -1.942910 -1.615334

1% level 5% level 10% level

Log likelihood Durbin-Watson stat 4. Null Hypothesis: D(LOGUSCPI) has a unit root Exogenous: None Lag Length: 0 (Automatic based on SIC, MAXLAG=13) Augmented Dickey-Fuller test statistic Test critical values: MacKinnon (1996) one-sided p-values. Augmented Dickey-Fuller Test Equation Dependent Variable: D(LOGUSCPI,2) Method: Least Squares Date: 07/28/13 Time: 21:04 Sample (adjusted): 2000M03 2012M12 Included observations: 154 after adjustments Coefficient Std. Error Variable -0.422298 0.065825 D(LOGUSCPI(-1)) 0.211967 R-squared Adjusted R-squared 0.211967 0.003030 S.E. of regression 0.001405 Sum squared resid 675.0527 Log likelihood 1.895088 Durbin-Watson stat 5. Null Hypothesis: USLS_SA has a unit root Exogenous: None Lag Length: 1 (Automatic based on SIC, MAXLAG=13) Augmented Dickey-Fuller test statistic Test critical values: MacKinnon (1996) one-sided p-values.

Prob.* 0.0429

t-Statistic -2.010221 10.93224

Prob. 0.0462 0.0000 -0.599371 3.373979 4.697407 4.736848 4.713428

Tính dừng biến VNSL: kết quả dừng tại sai phân bậc 1

t-Statistic -13.43332 -2.580164 -1.942924 -1.615325

1% level 5% level 10% level

t-Statistic -13.43332 2.695910

Augmented Dickey-Fuller Test Equation Dependent Variable: D(USLS_SA) Method: Least Squares Date: 07/28/13 Time: 21:09 Sample (adjusted): 2000M03 2012M12 Included observations: 154 after adjustments Coefficient Std. Error Variable -0.008211 0.004085 USLS_SA(-1) 0.059836 0.654147 D(USLS_SA(-1)) Mean dependent var 0.446844 R-squared S.D. dependent var Adjusted R-squared 0.443205 Akaike info criterion 2.517620 S.E. of regression Schwarz criterion 963.4384 Sum squared resid Hannan-Quinn criter. -359.7003 Log likelihood 2.074044 Durbin-Watson stat 6. Null Hypothesis: D(LOGVNSL) has a unit root Exogenous: None Lag Length: 1 (Automatic based on SIC, MAXLAG=13) Augmented Dickey-Fuller test statistic Test critical values: *MacKinnon (1996) one-sided p-values. Augmented Dickey-Fuller Test Equation Dependent Variable: D(LOGVNSL,2) Method: Least Squares Date: 07/28/13 Time: 21:07 Sample (adjusted): 2000M04 2012M12 Included observations: 153 after adjustments Coefficient Std. Error Variable -1.882964 0.140171 D(LOGVNSL(-1)) 0.079617 D(LOGVNSL(-1),2) 0.214639 Mean dependent var 0.785368 R-squared S.D. dependent var Adjusted R-squared 0.783947 Akaike info criterion 0.065066 S.E. of regression Schwarz criterion 0.639277 Sum squared resid Hannan-Quinn criter. 201.9583 Log likelihood

Prob.* 0.0000 Prob. 0.0000 0.0078 7.77E-05 0.139983 -2.613834 -2.574220 -2.597742

2.038648

Tính dừng biến VNCPI: kết quả dừng tại sai phân bậc 1

t-Statistic -2.389505 -2.580164 -1.942924 -1.615325

1% level 5% level 10% level

t-Statistic -2.389505 -4.240931

Mean dependent var S.D. dependent var Akaike info criterion Schwarz criterion Hannan-Quinn criter.

Prob.* 0.0168 Prob. 0.0181 0.0000 2.88E-05 0.005459 -7.754419 -7.714806 -7.738328

Tính dừng biến VNM2: kết quả dừng tại sai phân bậc 2

1% level 5% level 10% level

t-Statistic -12.45570 -2.580366 -1.942952 -1.615307

Durbin-Watson stat 7. Null Hypothesis: D(LOGVNCPI) has a unit root Exogenous: None Lag Length: 1 (Automatic based on SIC, MAXLAG=13) Augmented Dickey-Fuller test statistic Test critical values: MacKinnon (1996) one-sided p-values. Augmented Dickey-Fuller Test Equation Dependent Variable: D(LOGVNCPI,2) Method: Least Squares Date: 07/28/13 Time: 21:06 Sample (adjusted): 2000M04 2012M12 Included observations: 153 after adjustments Coefficient Std. Error Variable -0.100946 0.042246 D(LOGVNCPI(-1)) D(LOGVNCPI(-1),2) -0.327212 0.077156 0.173651 R-squared Adjusted R-squared 0.168179 0.004978 S.E. of regression 0.003742 Sum squared resid 595.2131 Log likelihood 2.025174 Durbin-Watson stat 8. Null Hypothesis: D(LOGVNM2,2) has a unit root Exogenous: None Lag Length: 2 (Automatic based on SIC, MAXLAG=13) Augmented Dickey-Fuller test statistic Test critical values: MacKinnon (1996) one-sided p-values.

Prob.* 0.0000

t-Statistic -12.45570 5.476913 3.257794

Prob. 0.0000 0.0000 0.0014 -9.44E-06 0.032412 -5.614212 -5.554266 -5.589859

Tính dừng biến EX: kết quả dừng tại sai phân bậc 1

t-Statistic -14.02206 -2.580065 -1.942910 -1.615334

1% level 5% level 10% level

t-Statistic -14.02206

Augmented Dickey-Fuller Test Equation Dependent Variable: D(LOGVNM2,3) Method: Least Squares Date: 07/28/13 Time: 21:04 Sample (adjusted): 2000M06 2012M12 Included observations: 151 after adjustments Coefficient Std. Error Variable D(LOGVNM2(-1),2) -2.691986 0.216125 0.161533 D(LOGVNM2(-1),3) 0.884700 0.088094 D(LOGVNM2(-2),3) 0.286992 Mean dependent var 0.803433 R-squared S.D. dependent var Adjusted R-squared 0.800776 Akaike info criterion 0.014467 S.E. of regression Schwarz criterion 0.030976 Sum squared resid Hannan-Quinn criter. 426.8730 Log likelihood 2.015739 Durbin-Watson stat 9. Null Hypothesis: D(LOGEX) has a unit root Exogenous: None Lag Length: 0 (Automatic based on SIC, MAXLAG=13) Augmented Dickey-Fuller test statistic Test critical values: *MacKinnon (1996) one-sided p-values. Augmented Dickey-Fuller Test Equation Dependent Variable: D(LOGEX,2) Method: Least Squares Date: 07/28/13 Time: 21:03 Sample (adjusted): 2000M03 2012M12 Included observations: 154 after adjustments Coefficient Std. Error Variable -1.124858 0.080221 D(LOGEX(-1)) R-squared 0.562378 Adjusted R-squared 0.562378 0.010297 S.E. of regression 0.016223 Sum squared resid

Mean dependent var S.D. dependent var Akaike info criterion Schwarz criterion

Prob.* 0.0000 Prob. 0.0000 -3.14E-05 0.015566 -6.307384 -6.287664

486.6686 1.989992

-6.299374

Hannan-Quinn criter.

Log likelihood Durbin-Watson stat PHỤ LỤC 2: KẾT QUẢ KIỂM ĐỊNH TÍNH DỪNG AIC, SC, LR VAR Lag Order Selection Criteria Endogenous variables: DDLOGWCPI DLOGUSSL DLOGUSCPI USLS_SA DLOGVNSL DLOGVNCPI DDLOGVNM2 DVNLS DLOGEX Exogenous variables: C Date: 07/28/13 Time: 20:56 Sample: 2000M01 2012M12 Included observations: 146

FPE 1.87e-25 2.75e-28 1.16e-28* 1.60e-28 2.22e-28 2.66e-28 2.67e-28 4.00e-28 4.59e-28

Lag 0 1 2 3 4 5 6 7 8

LogL 2301.224 2858.180 3003.398 3062.852 3124.233 3199.217 3290.846 3358.652 3452.590

AIC -31.40033 -37.92027 -38.79997* -38.50482 -38.23607 -38.15366 -38.29925 -38.11852 -38.29576

LR NA 1037.615 252.6403 96.10358 91.65128 102.7176 114.2218* 76.16628 93.93834 * indicates lag order selected by the criterion LR: sequential modified LR test statistic (each test at 5% level) FPE: Final prediction error AIC: Akaike information criterion SC: Schwarz information criterion HQ: Hannan-Quinn information criterion

SC -31.21641 -36.08106* -35.30548 -33.35504 -31.43100 -29.69329 -28.18360 -26.34758 -24.86953

HQ -31.32560 -37.17296 -37.38008* -36.41235 -35.47101 -34.71602 -34.18903 -33.33572 -32.84037

PHỤ LỤC 3 : KẾT QUẢ KIỂM ĐỊNH TÍNH DỪNG THEO PHƯƠNG PHÁP PORMANTEAU. VAR Residual Portmanteau Tests for Autocorrelations Null Hypothesis: no residual autocorrelations up to lag h Date: 07/28/13 Time: 20:57 Sample: 2000M01 2012M12 Included observations: 150

Adj Q-Stat 14.36084 28.38642 64.90178 106.9994 190.0257 277.0219 373.8920 455.9275

Prob. NA* NA* NA* NA* 0.0000 0.0000 0.0000 0.0000

df NA* NA* NA* NA* 81 162 243 324

Lags 1 2 3 4 5 6 7 8

Q-Stat 14.26510 28.10368 63.88873 104.8637 185.1225 268.6389 360.9883 438.6486

Prob. NA* NA* NA* NA* 0.0000 0.0000 0.0000 0.0000

515.4816

537.6647

0.0000

0.0002 405 *The test is valid only for lags larger than the VAR lag order. df is degrees of freedom for (approximate) chi-square distribution PHỤ LỤC 4: kết quả ước lượng ma trận A0

0 1 C(6) C(7) 0 0 0 0 C(8)

Structural VAR Estimates Date: 07/29/13 Time: 20:07 Sample (adjusted): 2000M12 2012M12 Included observations: 145 after adjustments Estimation method: method of scoring (analytic derivatives) Maximum iterations reached at 500 iterations Structural VAR is over-identified (1 degrees of freedom) Model: Ae = Bu where E[uu']=I Restriction Type: short-run pattern matrix A = 1 C(1) C(2) C(3) 0 0 0 C(4) C(5) B = C(36) 0 0 0 0 0 0 0 0 C(1) C(2) C(3) C(4) C(5) C(6) C(7) C(8) C(9) C(10) C(11) C(12) C(13) C(14) C(15)

0 0 0 0 0 1 1 C(9) C(14) C(10) 0 C(11) 0 0 C(15) C(12) C(16) C(13) 0 0 0 0 0 C(38) C(39) 0 0 0 0 0 0 0 0 0 0 0 Std. Error z-Statistic 0.672129 0.552730 -14.18103 0.112378 2.473327 17.30100 0.001659 2.15E+08 0.561923 3.215570 -0.830350 0.016858 -0.516601 1.683880 2.170308 0.352227 -2.433435 8.275379 -0.914922 4.525576 18.19072 -0.464875 86563051 -0.001660 -0.705686 1.833407 -3.033970 0.084733 0.001657 458246.0

0 C(37) 0 0 0 0 0 0 0 Coefficient 0.371506 -1.593637 42.79103 355911.0 1.806904 -0.013998 -0.869895 0.764441 -20.13760 -4.140551 -8.456410 -143681.2 -1.293810 -0.257078 759.3067

0 0 0 0 1 C(17) C(18) C(19) C(20) 0 0 0 0 C(40) 0 0 0 0 Prob. 0.5015 0.0000 0.0134 0.9987 0.5742 0.4063 0.6054 0.0300 0.0150 0.3602 0.6420 0.9987 0.4804 0.0024 0.9987

0 0 0 0 0 1 C(21) C(22) C(23) 0 0 0 0 0 C(41) 0 0 0

0 0 0 0 C(24) C(25) 1 C(26) C(27) 0 0 0 0 0 0 C(42) 0 0

0 0 0 0 C(28) C(29) C(30) 1 C(31) 0 0 0 0 0 0 0 C(43) 0

0 0 0 0 C(32) C(33) C(34) C(35) 1 0 0 0 0 0 0 0 0 C(44)

0.000000 1.000000 -0.013998 -0.869895 0.000000 0.000000 0.000000 0.000000 0.764441

0.016486 -0.884223 -0.014577 C(16) 0.473796 -0.433153 -0.205226 C(17) 0.102848 -1.200663 -0.123486 C(18) 246600.8 -0.001657 -408.6036 C(19) 0.100391 -1.387877 -0.139331 C(20) 1.913649 1.629778 3.118823 C(21) 9157386. -0.001660 -15204.55 C(22) 0.739744 -1.189872 -0.880200 C(23) 1.866255 0.154277 0.287920 C(24) -0.345509 2.764874 -0.955290 C(25) 36496777 0.001659 60539.58 C(26) 0.370307 0.407322 0.150835 C(27) 1.601376 0.048806 0.078157 C(28) 0.447018 0.182787 0.081709 C(29) -0.691033 0.010364 -0.007162 C(30) 1.500671 0.013645 0.020476 C(31) 1.338697 2.249035 3.010776 C(32) -0.470475 6.599608 -3.104949 C(33) 0.658336 0.415791 0.273730 C(34) 18261696 -0.001659 -30295.64 C(35) 17.02939 5.96E-05 0.001015 C(36) 17.02939 0.000397 0.006757 C(37) 17.02939 8.05E-05 0.001372 C(38) 17.02939 0.008026 0.136677 C(39) 4.671725 0.016791 0.078444 C(40) 0.472869 0.115404 0.054571 C(41) 1.825342 0.013188 0.024072 C(42) 0.001659 528315.6 876.4468 C(43) 2.664910 0.006368 0.016970 C(44) Log likelihood 3643.232 LR test for over-identification: Probability Chi-square(1) 0.314045 Estimated A matrix: 0.000000 0.000000 1.000000 0.000000 0.000000 0.371506 0.000000 1.000000 -1.593637 -20.13760 42.79103 1.000000 -4.140551 -0.257078 0.000000 0.000000 -8.456410 0.000000 0.000000 0.000000 0.000000 -143681.2 355911.0 759.3067 -1.293810 -0.014577 1.806904 Estimated B matrix: 0.000000 0.001015 0.000000 0.000000 0.000000 0.000000 0.136677 0.000000 0.000000 0.000000 0.000000 0.000000 0.000000 0.000000 0.000000 0.000000 0.000000 0.000000

0.000000 0.000000 0.001372 0.000000 0.000000 0.000000 0.000000 0.000000 0.000000

0.000000 0.006757 0.000000 0.000000 0.000000 0.000000 0.000000 0.000000 0.000000

0.3766 0.6649 0.2299 0.9987 0.1652 0.1031 0.9987 0.2341 0.8774 0.7297 0.9987 0.7112 0.1093 0.6549 0.4895 0.1334 0.1807 0.6380 0.6776 0.9987 0.0000 0.0000 0.0000 0.0000 0.0000 0.6363 0.0679 0.9987 0.0077 0.5752 0.000000 0.000000 0.000000 0.000000 0.000000 0.000000 0.000000 0.000000 1.000000 0.000000 -0.205226 1.000000 3.118823 -0.123486 -408.6036 -15204.55 -0.139331 -0.880200 0.000000 0.000000 0.000000 0.000000 0.000000 0.000000 0.000000 0.000000 0.000000 0.078444 0.054571 0.000000 0.000000 0.000000 0.000000 0.000000 0.000000 0.000000

0.000000 0.000000 0.000000 0.000000 0.000000 0.000000 0.000000 0.000000 0.287920 0.078157 -0.955290 0.081709 1.000000 -0.007162 60539.58 1.000000 0.150835 0.020476 0.000000 0.000000 0.000000 0.000000 0.000000 0.000000 0.000000 0.000000 0.000000 0.000000 0.000000 0.000000 0.024072 0.000000 0.000000 876.4468 0.000000 0.000000

0.000000 0.000000 0.000000 0.000000 3.010776 -3.104949 0.273730 -30295.64 1.000000 0.000000 0.000000 0.000000 0.000000 0.000000 0.000000 0.000000 0.000000 0.016970