Luận văn Thạc sĩ Kinh tế: Cơ chế truyền dẫn chính sách tiền tệ ở Việt Nam

BỘ GIÁO DỤC VÀ ĐÀO TẠO

TRƯỜNG ĐẠI HỌC KINH TẾ TP. HỒ CHÍ MINH

***

NGUYỄN THÙY MỸ HẠNH

CƠ CHẾ TRUYỀN DẪN CHÍNH SÁCH

TIỀN TỆ Ở VIỆT NAM

Chuyên ngành : Tài chính - Ngân hàng

Mã số : 60340201

LUẬN VĂN THẠC SĨ KINH TẾ

NGƯỜI HƯỚNG DẪN KHOA HỌC:

GS.TS. TRẦN NGỌC THƠ

TP. HỒ CHÍ MINH – NĂM 2016

LỜI CAM ĐOAN

Tôi xin cam đoan bài luận văn thạc sĩ với đề tài “Cơ chế truyền dẫn chính sách

tiền tệ ở Việt Nam” là công trình nghiên cứu khoa học độc lập của riêng tôi theo sự

hướng dẫn của GS.TS Trần Ngọc Thơ. Các thông tin, số liệu trong bài là trung thực,

có nguồn gốc rõ ràng, cụ thể và chưa từng được công bố trong bất kỳ công trình

nghiên cứu nào khác.

Tác giả luận văn

Nguyễn Thùy Mỹ Hạnh

MỤC LỤC

TRANG PHỤ BÌA

LỜI CAM ĐOAN

MỤC LỤC

DANH MỤC CÁC CHỮ VIẾT TẮT

DANH MỤC BẢNG BIỂU

DANH MỤC CÁC HÌNH VẼ

TÓM TẮT .................................................................................................................. 1

CHƯƠNG 1. GIỚI THIỆU .................................................................................... 2

1.1. Tầm quan trọng của nghiên cứu ......................................................................... 2

1.2. Mục tiêu nghiên cứu ........................................................................................... 4

1.3. Phương pháp nghiên cứu .................................................................................... 5

1.4. Bố cục bài nghiên cứu......................................................................................... 6

CHƯƠNG 2. TỔNG QUAN CƠ SỞ LÝ THUYẾT VÀ TÀI LIỆU NGHIÊN

CỨU TRƯỚC ĐÂY .................................................................................................... 7

2.1. Các kênh truyền dẫn của chính sách tiền tệ ........................................................ 7

2.1.1. Kênh lãi suất – kênh truyền thống ................................................................... 8

2.1.2. Kênh tỷ giá hối đoái ....................................................................................... 10

2.1.3. Kênh tài sản .................................................................................................... 10

2.2.4. Kênh cho vay ngân hàng ................................................................................ 12

2.2. Các nghiên cứu trên thế giới ............................................................................. 13

2.3. Các nghiên cứu tại Việt Nam ............................................................................ 18

2.4. Sơ lược về chính sách tiền tệ của Việt Nam giai đoạn từ năm 2000 đến 2015 21

2.4.1. Chính sách tiền tệ Việt Nam giai đoạn từ 2000-2005 .................................... 21

2.4.2. Chính sách tiền tệ Việt Nam giai đoạn từ 2006-2010 .................................... 22

2.4.3. Chính sách tiền tệ Việt Nam giai đoạn từ 2011-2015 .................................... 23

CHƯƠNG 3. MÔ HÌNH VÀ DỮ LIỆU NGHIÊN CỨU .................................... 25

3.1. Mô hình nghiên cứu .......................................................................................... 25

3.1.1. Mô hình chuẩn ............................................................................................... 25

3.1.2. Mô hình thể hiện các kênh truyền dẫn của chính sách tiền tệ ........................ 27

3.2. Dữ liệu nghiên cứu ............................................................................................ 29

CHƯƠNG 4. KẾT QUẢ NGHIÊN CỨU ............................................................ 30

4.1. Thống kê mô tả và kiểm định tính dừng của các biến ...................................... 30

4.2. Mô hình chuẩn .................................................................................................. 32

4.3. Kênh truyền dẫn cho vay của Ngân hàng ......................................................... 35

4.3.1. Kênh ngân hàng thông qua lãi suất cho vay ................................................... 38

4.3.2. Kênh cho vay ngân hàng thể hiện ở dư nợ tín dụng của ngân hàng .............. 42

4.4. Kênh tài Sản ...................................................................................................... 45

4.5. Kênh tỷ giá hối đoái .......................................................................................... 50

CHƯƠNG 5. KẾT LUẬN .................................................................................... 56

DANH MỤC TÀI LIỆU THAM KHẢO

PHỤ LỤC

DANH MỤC CÁC CHỮ VIẾT TẮT

Chữ viết tắt Diễn giải

CPI Chỉ số giá tiêu dùng

GDP Tổng sản phẩm quốc nội

NHNN Ngân hàng Nhà nước

NHTW Ngân hàng Trung ương

REER Tỷ giá hối đoái thực có hiệu lực

VAR Mô hình tự hồi quy theo vector

TCTD Tổ chức tín dụng

DANH MỤC BẢNG BIỂU

Bảng 3-2 Mô tả biến nghiên cứu và nguồn thu thập ................................................. 29

Bảng 4-1 Thống kê mô tả biến .................................................................................. 30

Bảng 4-2 Kết quả kiểm định tính dừng của các biến trong mô hình ........................ 32

Bảng 4-3 Lựa chọn độ trễ tối ưu trong mô hình VAR cơ sở..................................... 33

Bảng 4-4 Kiểm định tự tương quan của phần dư trong mô hình VAR cơ sở ........... 33

Bảng 4-5 Kiểm định phương sai thay đổi của phần dư trong mô hình VAR cơ sở .. 33

Bảng 4-6 Lựa chọn độ trễ tối ưu trong mô hình VAR của kênh cho vay Ngân hàng38

Bảng 4-7 Kiểm định tự tương quan phần dư trong mô hình VAR của kênh cho vay

Ngân hàng .................................................................................................................. 39

Bảng 4-8 Kiểm định phương sai thay đổi của phần dư trong mô hình VAR của kênh

cho vay Ngân hàng .................................................................................................... 39

Bảng 4-9 Lựa chọn độ trễ tối ưu trong mô hình VAR của kênh cho vay Ngân hàng42

Bảng 4-10 Kiểm định tự tương quan phần dư trong mô hình VAR của kênh cho vay

Ngân hàng .................................................................................................................. 43

Bảng 4-11 Kiểm định phương sai thay đổi của phần dư trong mô hình VAR của

kênh cho vay Ngân hàng ........................................................................................... 43

Bảng 4-12 Lựa chọn độ trễ tối ưu trong mô hình VAR của kênh tài sản ................. 47

Bảng 4-13 Kiểm định tự tương quan phần dư trong mô hình VAR của kênh tài sản47

Bảng 4-14 Kiểm định phương sai thay đổi của phần dư trong mô hình VAR của

kênh tài sản. ............................................................................................................... 48

Bảng 4-15 Lựa chọn độ trễ tối ưu trong mô hình VAR của kênh tỷ giá ................... 52

Bảng 4-16 Kiểm định tự tương quan phần dư trong mô hình VAR của kênh tỷ giá 52

Bảng 4-17 Kiểm định phương sai thay đổi của phần dư trong mô hình VAR của

kênh tỷ giá ................................................................................................................. 53

DANH MỤC CÁC HÌNH VẼ

Hình 2.1 Chính sách tiền tệ thắt chặt trong mô hình IS-LM ...................................... 8

Hình 3.1 Lãi suất bình quân liên ngân hàng và lãi suất liên bang Mỹ giai đoạn

2000Q3 đến 2015Q1 Nguồn: Economic research – Fed và IMF) ............................ 26

Hình 4.1 Mô hình VAR cơ sở: Hàm phản ứng đẩy của GDI, CPI, i1 đối với một cú

sốc ngoài kỳ vọng trong chính sách tiền tệ thắt chặt. ............................................... 35

Hình 4.2.Tỷ lệ tiền gửi Ngân hàng so với GDP (Đơn vị tính %, Nguồn

WorldBank)...... ......................................................................................................... 36

Hình 4.3. Dư nợ cho vay khu vực tư nhân của các Ngân hàng trên GDP (Đơn vị

tính % Nguồn: Worldbank ) ...................................................................................... 37

Hình 4.4. Kênh cho vay Ngân hàng: Hàm phản ứng đẩy của GDI, CPI, i2 đối với

một cú sốc ngoài kỳ vọng trong chính sách tiền tệ thắt chặt. ................................... 40

Hình 4.5 Kênh cho vay Ngân hàng: Hàm phản ứng đẩy của GDI, CPI, Loans đối

với một cú sốc ngoài kỳ vọng trong chính sách tiền tệ thắt chặt. ............................. 45

Hình 4.6. Mức độ vốn hóa thị trường trên GDP của Việt Nam giai đoạn 2004-2014

(Nguồn Worldbank). ................................................................................................. 45

Hình 4.7. Mức độ vốn hóa thị trường trên GDP của Việt Nam, Canada, Đức, và

Hoa Kỳ giai đoạn 2004-2014 (Nguồn Worldbank). ................................................. 46

Hình 4.8. Kênh tài sản: Hàm phản ứng đẩy của GDI, CPI, VN index đối với một cú

sốc ngoài kỳ vọng trong chính sách tiền tệ thắt chặt ................................................ 49

Hình 4.9. Kênh tỷ giá: Hàm phản ứng đẩy của GDI, CPI, i1 đối với một cú sốc

ngoài kỳ vọng trong chính sách tiền tệ thắt chặt. ...................................................... 54

TÓM TẮT

Trong bối cảnh kinh tế thế giới đang trên đà phục hồi với nhiều màu sắc và tốc độ

khác nhau, thì Việt Nam được đánh giá là nằm trong số ít những quốc gia có tốc độ

phục hồi ấn tượng. Cùng với xu hướng chung của thế giới, việc tìm hiểu các tác

động của các chính sách tiền tệ đối với hoạt động kinh tế thực thông qua các kênh

truyền dẫn, ngoài kênh truyền dẫn truyền thống là lãi suất, đã và đang đóng một vai

trò quan trọng trong việc cung cấp các bằng chứng thực nghiệm hỗ trợ các nhà tạo

lập chính sách trong việc đưa ra các công cụ phù hợp cũng như tiên liệu về hiệu quả

của một chính sách tiền tệ nhất định. Bài nghiên cứu này tập trung vào việc phân

tích mức độ tác động của ba kênh truyền dẫn – kênh cho vay ngân hàng, kênh tài

sản và kênh tỷ giá đến hiệu quả của chính sách tiền tệ ở Việt Nam. Bài nghiên cứu

sử dụng mô hình VAR, trong đó tác giả xây dựng một mô hình VAR cơ sở với biến

nội sinh là sản lượng quốc gia đại diện bởi GDP, lạm phát đại diện bởi CPI và lãi

suất bình quân liên ngân hàng đại diện cho chính sách tiền tệ; kết hợp với các biến

ngoại sinh thể hiện tác động của môi trường thế giới như giá cả hàng hoá thế giới,

lãi suất Fed và GDP của Mỹ. Các hàm phản ứng của mô hình VAR cơ sở được sử

dụng để làm cơ sở so sánh mức độ tác động của các kênh truyền dẫn. Tác giả mở

rộng mô hình VAR cơ sở bằng cách thêm các biến mới tương ứng với mỗi kênh

truyền dẫn bao gồm lãi suất cho vay, dư nợ tín dụng của nền kinh tế, chỉ số VN

index và tỷ giá thực có hiệu lực. Kết quả nghiên cứu cho thấy kênh cho vay ngân

hàng là kênh có tác động đáng kể trong việc truyền dẫn chính sách tiền tệ ở Việt

Nam. Cụ thể lạm phát được kiểm soát tốt, tuy nhiên GDP sụt giảm theo sau một

chính sách tiền tệ thắt chặt với sự tác động của kênh cho vay ngân hàng. Tuy thị

trường chứng khoán Việt Nam vẫn chưa phát triển, nhưng nó cũng đóng góp vào

việc thực thi chính sách tiền tệ ở một mức độ nào đó. Vì sự can thiệp thường xuyên

của chính phủ vào thị trường ngoại hối, nên tác động của chính sách tiền tệ thông

qua kênh tỷ giá không đáng kể đến hoạt động kinh tế thực.

Từ khóa: Kênh truyền dẫn chính sách tiền tệ, chính sách tiền tệ Việt Nam

CHƯƠNG 1. GIỚI THIỆU

1.1. Tầm quan trọng của nghiên cứu

Chính sách tiền tệ tác động đến nền kinh tế thực ít nhất trong ngắn hạn, và tác động

của chính sách tiền tệ được truyền dẫn đến hoạt động kinh tế thực thông qua nhiều

kênh khác nhau. Những kênh truyền dẫn này khác nhau giữa các quốc gia phụ thuộc

vào cấu trúc tài chính và pháp luật của quốc gia đó. Từ đầu những năm 1990, việc

phân tích các kênh truyền dẫn chính sách tiền tệ ở các nền kinh tế mới nổi có vai trò

đặc biệt quan trọng vì cấu trúc, cơ cấu kinh tế và sự chuyển tiếp liên tục với những

cơ chế chính sách mới. Tuy nhiên, những nền kinh tế mới nổi có những đặc trưng

riêng khác biệt so với những quốc gia đã công nghiệp hóa.

Chính sách tiền tệ ở các nền kinh tế mới nổi bị ràng buộc bởi các Ngân hàng Trung

ương (NHTW) lớn trên thế giới như Cục dữ trữ liên bang Mỹ, Ngân hàng Trung

ương châu Âu và Ngân hàng của Nhật Bản. Vì vậy, việc phân tích các cơ chế truyền

dẫn chính sách tiền tệ ở các nền kinh tế mới nổi cần một mô hình khác so với các

quốc gia đã phát triển.

Các nghiên cứu thực nghiệm trước đây liên quan đến các kênh truyền dẫn tiền tệ ở

các quốc gia mới nổi đã chứng thực tầm quan trọng của kênh cho vay ngân hàng.

Tuy nhiên, có thể thấy rằng toàn bộ thay đổi trong tổng cầu sau một cú sốc chính

sách tiền tệ xảy ra đều thông qua kênh tiền tệ truyền thống. Liệu tác động của sự

thắt chặt tiền tệ truyền dẫn thông qua kênh cho vay ngân hàng và không thông qua

kênh tiền tệ truyền thống có tồn tại hay không?

NHTW ở các quốc gia mới nổi cố định tỷ giá. Một cơ chế tỷ giá linh hoạt ở nền

kinh tế này trên thực tế giống như một cái neo. Vì các quốc gia này có đặc trưng là

thị trường tài chính không phát triển, các NHTW can thiệp vào thị trường ngoại hối

để cố định tỷ giá. Hiện tượng này thường được giải thích bởi lý thuyết “nổi sợ thả

nổi” (Calvo & Reinhart, 2000). Calvo và Reinhart đã lập luận rằng nỗi lo sợ thả nổi

xuất phát từ các lí do như lo lắng về việc mất tín nhiệm chính sách, lo sợ về hiệu

ứng ‘bệnh Hà Lan’ nếu như đồng tiền tăng giá, và lo sợ về lạm phát và tăng nợ

nước ngoài trong trường hợp đồng tiền mất giá mạnh. Việc áp dụng một số biện

pháp can thiệp như kiểm soát nguồn vốn, sử dụng quỹ dự trữ ngoại hối nhằm đạt

mức tỉ giá mục tiêu (ngầm định) để hạn chế các tác động do thả nổi tỷ giá thường

xuyên được các quốc gia mới nổi áp dụng khi rời bỏ chế độ neo tỷ giá. Vì hành vi

đặc trưng của các NHTW ở các quốc gia mới nổi, nên để am hiểu tốt hơn về các

kênh truyền dẫn chính cách tiền tệ đòi hỏi một phân tích không chỉ dựa trên phản

ứng của tổng cầu mà còn dựa trên phản ứng của tỷ giá đối với một cú sốc chính

sách tiền tệ.

Kể từ sau khủng hoảng tài chính khu vực năm 1997, Việt Nam cùng với các nước

trong khu vực đã tiến hành những cải cách mạnh mẽ trong việc thực thi chính sách

tiền tệ và lựa chọn các cơ chế điều hành chính sách tiền tệ phù hợp với đặc điểm,

quy mô của nền kinh tế cũng như phù hợp với từng giai đoạn phát triển kinh tế. Một

số nước đã lựa chọn cơ chế điều hành chính sách tiền tệ được đặc trưng bởi mức độ

tự chủ cao trong việc điều hành chính sách hay việc lựa chọn các chế độ tỷ giá và

mức độ tự do dòng vốn quốc tế với mục tiêu chính là hướng tới một thị trường tiền

tệ ổn định và minh bạch, thúc đẩy tăng trưởng và ổn định giá cả hàng hóa trong

nước. Để có thể điều hành chính sách tiền tệ hiệu quả và đảm bảo đạt được các mục

tiêu vĩ mô đề ra cũng như đánh giá các tác động bên trong và bên ngoài nền kinh tế

đem lại, NHTW nhiều nước đã tiến hành phân tích và đánh giá cơ chế truyền dẫn

tiền tệ của nước mình. Thông qua các nghiên cứu định lượng, để từ đó đề ra các giải

pháp nhằm nâng cao hiệu quả thực thi chính sách tiền tệ cũng như các giải pháp

nhằm hạn chế các tác động tiêu cực hoặc tận dụng các cơ hội trong quá trình hội

nhập và tự do hóa thị trường tài chính.

Hiện tại, ở Việt Nam chưa có bài nghiên cứu nào tìm hiểu tác động và xem xét mức

độ tác động của chính sách tiền tệ thông qua ba kênh truyền dẫn khác như kênh tỷ

giá, kênh ngân hàng và kênh tài sản, ngoài kênh truyền dẫn truyền thống là kênh lãi

suất. Hầu hết nghiên cứu trước đây tập trung vào việc phân tích truyền dẫn chính

sách tiền tệ qua các kênh truyền thống như lãi suất, tỷ giá (Phạm Thế Anh 2008,

Nguyễn Phi Lân, 2010) và kênh ngân hàng (Trần Ngọc Thơ, Nguyễn Hữu Tuấn

2013). Việc tìm hiểu các tác động của các chính sách tiền tệ đối với hoạt động kinh

tế thực thông qua các kênh truyền dẫn đã và đang đóng một vai trò quan trọng trong

việc cung cấp các bằng chứng thực nghiệm hỗ trợ các nhà tạo lập chính sách có các

công cụ phù hợp cũng như tiên liệu về hiệu quả của một chính sách tiền tệ nhất

định. Tác giả hy vọng bài nghiên cứu này sẽ là một tài liệu tham khảo, đóng góp

cho công tác phân tích và hoạch định chính sách. Bài nghiên này tập trung vào việc

phân tích mức độ tác động của ba kênh truyền dẫn – kênh cho vay ngân hàng, kênh

tài sản và kênh tỷ giá đến hiệu quả của chính sách tiền tệ ở Việt Nam.

1.2. Mục tiêu nghiên cứu

Bài nghiên cứu xem xét tác động của một cú sốc tiền tệ thắt chặt đến nền kinh tế

Việt Nam thông qua ba kênh truyền dẫn: kênh cho vay ngân hàng, kênh giá tài sản

và kênh tỷ giá hối đoái trong giai đoạn từ quý 3 năm 2000 đến quý 1 năm 2015.

Các câu hỏi nghiên cứu:

1.Một cú sốc chính sách tiền tệ thắt chặt bằng việc gia tăng lãi suất bình quân liên

ngân hàng sẽ tác động như thế nào đến nền kinh tế vĩ mô thông qua các biến vĩ mô

cơ bản như GDP và CPI.

2.Một cú sốc chính sách tiền tệ thắt chặt bằng việc gia tăng lãi suất bình quân liên

ngân hàng tác động như thế nào đến nền kinh tế vĩ mô thông qua kênh truyền dẫn

cho vay ngân hàng.

3.Một cú sốc chính sách tiền tệ thắt chặt bằng việc gia tăng lãi suất bình quân liên

ngân hàng tác động như thế nào đến nền kinh tế vĩ mô thông qua kênh truyền dẫn

giá tài sản – thị trường chứng khoán.

4.Một cú sốc chính sách tiền tệ thắt chặt bằng việc gia tăng lãi suất bình quân liên

ngân hàng tác động như thế nào đến nền kinh tế vĩ mô thông qua kênh truyền dẫn tỷ

giá hối đoái- thị trường ngoại hối.

5.Mức độ truyền dẫn của chính sách tiền tệ qua các kênh truyền dẫn như thế nào?

Thông qua kênh truyền dẫn nào thì chính sách tiền tệ tác động mạnh nhất đến nền

kinh tế vĩ mô?

Phạm vi nghiên cứu:

Một chính sách tiền tệ thắt chặt thông qua các kênh truyền dẫn chính sách tiền tệ

như kênh lãi suất, kênh ngân hàng, kênh tỷ giá và kênh tài sản tác động như thế nào

đến các biến số vĩ mô của nền kinh tế như sản lượng (GDP), lạm phát (CPI) giai

đoạn từ 2000Q3 đến 2015Q1.

Đối tượng nghiên cứu:

Các biến số vĩ mô của nền kinh tế như sản lượng (GDP), lạm phát (CPI) phản ứng

như thế nào qua các kênh truyền dẫn trong một chính sách tiền tệ thắt chặt

1.3. Phương pháp nghiên cứu

Bài nghiên cứu sử dụng mô hình VAR, trong đó tác giả xây dựng một mô hình

VAR cơ sở với biến nội sinh là sản lượng quốc gia đại diện bởi GDP, lạm phát đại

diện bởi CPI và lãi suất bình quân liên ngân hàng đại diện cho chính sách tiền tệ;

kết hợp với các biến ngoại sinh thể hiện tác động của môi trường thế giới như giá cả

hàng hoá thế giới, lãi suất Fed và GDP của Mỹ.

Các hàm phản ứng của mô hình VAR cơ sở được sử dụng để làm cơ sở so sánh mức

độ tác động của các kênh truyền dẫn.

Tác giả mở rộng mô hình VAR cơ sở bằng cách thêm các biến mới tương ứng với

mỗi kênh truyền dẫn bao gồm lãi suất cho vay, dư nợ tín dụng của nền kinh tế, chỉ

số VN index và tỷ giá thực có hiệu lực.

1.4. Bố cục bài nghiên cứu

Ngoài phần tóm lược, nội dung bài nghiên cứu bao gồm:

(1) Giới thiệu về bài nghiên cứu;

(2) Cơ sở lý thuyết và tóm lược các nghiên cứu thực nghiệm trước đây về kênh

truyền dẫn chính sách tiền tệ;

Phương pháp nghiên cứu và dữ liệu nghiên cứu; (3)

Thảo luận kết quả nghiên cứu; (4)

Kết luận. (5)

CHƯƠNG 2. TỔNG QUAN CƠ SỞ LÝ THUYẾT VÀ TÀI LIỆU NGHIÊN

CỨU TRƯỚC ĐÂY

Để làm cơ sở cho những thảo luận và phân tích xa hơn về cơ chế truyền dẫn của

chính sách tiền tệ tại Việt Nam, trước hết chúng ta cần tìm hiểu những khái niệm cơ

bản về các kênh truyền dẫn chính sách tiền tệ, các nghiên cứu trong và ngoài nước.

2.1. Các kênh truyền dẫn của chính sách tiền tệ

Thông thường, NHTW luôn muốn đạt được đồng thời một số mục tiêu nào đó, ví dụ

như đạt được mức lạm phát thấp song song với một tỷ lệ việc làm cao (tức tỷ lệ thất

nghiệp thấp). Tuy nhiên, NHTW lại không thể tác động trực tiếp tới các mục tiêu

này. Đúng là NHTW có thể sử dụng các công cụ của mình (như nghiệp vụ thị

trường mở, lãi suất tái chiết khấu, tỷ lệ dự trữ bắt buộc), nhưng các công cụ ấy chỉ

có thể tác động gián tiếp các mục tiêu kia sau một thời kỳ (thông thường là trên một

năm). Chính vì thế NHTW phải tiến hành thực thi chính sách tiền tệ và nhắm vào

các biến số trung gian giữa các công cụ của mình và các mục tiêu cần đạt được, các

mục tiêu này được biết đến là các mục tiêu trung gian, như tổng lượng cung tiền

(M1, M2, M3) hoặc lãi suất (ngắn hạn, dài hạn). Tuy nhiên, các chính sách của

NHTW cũng không thể tác động trực tiếp đến ngay cả các mục tiêu trung gian, nên

phải tìm các biến số khác để nhắm vào, các biến số này gọi là các mục tiêu tác

nghiệp, hay mục tiêu công cụ, chẳng hạn như tổng lượng dự trữ (dự trữ, tiền cơ sở)

hoặc lãi suất (lãi suất thị trường, lãi suất tín phiếu kho bạc). Ví dụ, NHTW đặt mục

tiêu tăng trưởng GDP 7%/năm, tương ứng với mục tiêu này lượng cung tiền M2 sẽ

tăng 6%/năm, và để đạt được điều đó tiền cơ sở phải tăng 5%/năm.

Tại một quốc gia đang phát triển có thị trường tài chính còn non trẻ như Việt Nam,

các công cụ chính sách tiền tệ thường được áp dụng, cơ chế truyền dẫn chính sách

tiền tệ thường là thay đổi cung tiền cơ bản dẫn đến thay đổi lãi suất, tỷ giá, tín dụng,

giá cả tài sản, từ đó tác động đến tổng cầu để đạt được mục tiêu là kiểm soát lạm

phát. Tuy nhiên, các mục tiêu này không cố định và thay đổi theo từng thời kỳ, có

khi trong một thời kỳ lại có nhiều mục tiêu được theo đuổi cùng lúc. Nhìn chung, cơ

chế truyền dẫn này có thể được thể hiện thông qua bốn kênh chính:

2.1.1. Kênh lãi suất – kênh truyền thống

Theo quan điểm truyền thống của phái Keynes, lãi suất là số tiền chi trả cho việc

không sử dụng tiền trong một khoảng thời gian nhất định; hay lãi suất là chi phí cơ

hội cho việc giữ tiền mặt. Để kích thích đầu tư thì lãi suất thị trường cần phải hạ

xuống, muốn hạ lãi suất thì phải tăng số lượng tiền trong lưu thông. Keynes phân

tích thị trường tiền tệ ở đó lãi suất là giá cả. Khi cung tiền tệ gặp cầu tiền tệ thì hình

thành nên lãi suất thị trường. Cung tiền tệ phụ thuộc vào chính sách cung tiền của

NHTW. Nếu lượng cung tiền tăng mà cầu tiền không thay đổi hoặc tăng theo không

kịp tốc độ tăng của cung tiền thì lãi suất thị trường sẽ giảm xuống. Với những phân

tích trên Keynes cho rằng cần phải giảm lãi suất để kích thích đầu tư. Một sự gia

tăng của lãi suất sẽ khiến các doanh nghiệp có chi phí thực của vay nợ qua các thời

kỳ gia tăng, do đó các doanh nghiệp sẽ cắt giảm mở rộng đầu tư. Cũng như vậy, các

hộ gia đình đối mặt với chi phí vay mượn cao hơn sẽ thu hẹp chi tiêu sinh hoạt, xe

máy và các hàng hóa lâu bền khác. Tổng sản lượng và số lượng lao động giảm.

Kênh lãi suất này là trọng tâm của mô hình IS-LM truyền thống của Keynesian.

Lãi suất LM2 LM1

Sản lượng Y2 Y1

Hình 2.1 Chính sách tiền tệ thắt chặt trong mô hình IS-LM

(Nguồn : Keynes and John Maynard )

Chính sách tiền tệ thắt chặt làm giảm lượng cung tiền (M↓), khiến mức lãi suất thực

tăng (ir↑), đồng nghĩa với việc chi phí sử dụng vốn tăng. Điều này tạo ra một số tác

động:

M↓(↑) → ir↑(↓)→ C↑(↓), I ↓(↑)→ Y↓(↑)

Khi lượng tiền mặt trong lưu thông quá nhiều, NHTW quyết định thực thi chính

sách thắt chặt tiền tệ bằng cách rút tiền ra khỏi lưu thông, điều này sẽ tiếp thêm

năng lượng cho những cuộc đua tăng lãi suất của các NHTM. Nhìn ở một khía cạnh

nào đó, cuộc đua này sẽ khiến nhiều người bắt đầu quan tâm trở lại với việc đem

tiền đi gửi ngân hàng vì lãi suất tiền gửi tăng cao.

Tuy nhiên, nếu lãi suất huy động của NHTM tăng thì lãi suất đầu ra khó mà đứng

yên. Như vậy, chi phí vay mượn cho sản xuất kinh doanh sẽ tăng lên. Ở đây có hai

tình huống có thể xảy ra. Một là doanh nghiệp chuyển hết phần chi phí tăng

thêm này vào giá bán và như vậy, giá cả không những không giảm mà tăng thêm,

khiến mục tiêu giảm lạm phát bằng thắt chặt tiền tệ không thể thực hiện. Việc doanh

nghiệp có thể chuyển chi phí vay mượn vào giá cả hay không phụ thuộc vào kỳ

vọng lạm phát của người dân và khả năng có các nguồn hàng thay thế trên thị

trường. Còn trong tình huống thứ hai, đó là chi phí sản xuất kinh doanh tăng lên, mà

doanh nghiệp không thể chuyển phần chi phí này vào giá bán thì họ sẽ chịu nhiều

khó khăn, có thể dẫn đến thua lỗ, và giảm quy mô kinh doanh.

Quyết định thắt chặt tiền tệ sẽ tạo áp lực tăng lãi suất ngân hàng, tăng chi phí vay

mượn cho sản xuất kinh doanh trong tình hình nền kinh tế cần nhiều vốn để phát

triển, có thể là sự sụt giảm đáng kể trong tỷ lệ tăng trưởng kinh tế. Chỉ số tăng

trưởng quốc gia sau khi thắt chặt tiền tệ sẽ bị ảnh hưởng mạnh. Mà tăng trưởng

không cao thì sẽ tạo sức ép lên việc làm và thu nhập của người dân. Áp lực tăng giá

đồng tiền sẽ gây ảnh hưởng không nhỏ cho xuất khẩu. Hậu quả chung là làm cho

xuất khẩu bị giảm sút mạnh và hàng xuất khẩu bị giảm sức cạnh tranh.

2.1.2. Kênh tỷ giá hối đoái

Trong nền kinh tế mở, một sự thay đổi trong chính sách lãi suất sẽ tác động ngay

đến chính sách tỷ giá. Vì khi lãi suất thực trong nước giảm, tiền gửi bằng nội tệ trở

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

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

khác, đó chính là sự giảm giá của đồng nội tệ. Giá trị của đồng nội tệ thấp hơn làm

cho hàng hóa nước đó trở nên rẻ hơn so với hàng hóa nước ngoài, và do đó làm tăng

xuất khẩu ròng và GDP.

Chính sách tiền tệ thắt chặt làm gia tăng lãi suất thực (ir ↑), làm gia tăng sức hấp

dẫn của các khoản tiền gửi bằng nội tệ so với các khoản tiền gửi bằng ngoại tệ. Điều

này làm tăng lượng cầu về nội tệ của các nhà đầu tư nước ngoài để tiến hành đầu tư

vào nội địa để hưởng chênh lệch lãi suất. Từ đây làm cho đồng nội tệ lên giá (e ↑),

gây ra hai tác động:

M↓(↑)→ ir↑(↓)→ e↑(↓)→ NX↓(↑)→ Y↓(↑)

M↓(↑)→ir↑(↓)→ e↑(↓)→ NW↑(↓)→ L↑(↓)→ I↑(↓)→ Y↑(↓)

+Thứ nhất: Khiến cho hàng hóa trong nước trở nên mắc hơn, hàng hóa nước

ngoài trở nên rẻ hơn. Điều này làm giảm xuất khẩu ròng (NX↓) và do đó làm giảm

GDP (Y↓).

+Thứ hai: Khi đồng ngoại tệ giảm giá, nó khiến cho các khoản nợ bằng ngoại tệ

của các doanh nghiệp trong nước giảm, điều này làm bảng cân đối tài sản của các

doanh nghiệp tốt lên, làm tăng giá trị tài sản thuần (NW↑), khiến vay mượn tăng

(L↑), làm tăng đầu tư (I↓), và cuối cùng làm tăng sản lượng (Y↑).

2.1.3. Kênh tài sản

Một số quan điểm phê phán với thuyết IS-LM trong phân tích những tác động của

chính sách tiền tệ lên nền kinh tế cho rằng nó chỉ tập trung chủ yếu vào giá của một

loại tài sản là tiền tệ, tức là lãi suất, mà không đề cập đến giá của các tài sản khác.

Những người theo trường phái trọng tiền đã hình dung ra một cơ chế truyền dẫn mà

ở đó giá của các loại tài sản khác và cả của cải thực cũng tham gia vào quá trình

truyền dẫn những tác động của chính sách tiền tệ lên nền kinh tế. Ngay cả những

người theo học thuyết Keynes như là Franco Modigliani cũng thừa nhận điều này

khi xem xét những tác động từ giá cả các tài sản khác như là then chốt đối với cơ

chế truyền dẫn tiền tệ. Bên cạnh trái phiếu, có hai loại tài sản chính được quan tâm

đặc biệt trong lý thuyết về cơ chế truyền dẫn là ngoại hối và cổ phiếu.

Chính sách tiền tệ có thể tác động đến giá cổ phiếu như thế nào? Khi cung tiền tăng,

xã hội nhận thấy có nhiều tiền hơn nhu cầu và cố gắng điều chỉnh lại danh mục đầu

tư của họ bằng cách gia tăng chi tiêu của họ vào tài sản, bao gồm cổ phiếu. Hay sự

sụt giảm của lãi suất đến từ chính sách tiền tệ mở rộng làm cho trái phiếu ít hấp dẫn

hơn cổ phiếu, do đó làm cho giá của cổ phiếu tăng.

Ngược lại, tất cả các yếu tố khác không đổi, sự gia tăng theo chính sách trong lãi

suất danh nghĩa ngắn hạn khiến cho các công cụ nợ trở nên hấp dẫn hơn cổ phiếu

trong mắt của nhà đầu tư, dẫn đến, theo sau một chính sách thắt chặt tiền tệ, sự cân

bằng của thị trường chứng khoán phải được thiết lập thông qua sự sụt giảm giá

chứng khoán. Đối mặt với giá trị thị trường giảm, mỗi doanh nghiệp phải phát hành

nhiều hơn cổ phiếu mới để tài trợ cho những dự án đầu tư mới, trong trường hợp

này, chi phí đầu tư của doanh nghiệp gia tăng, dẫn đến sản lượng và việc làm sụt

giảm theo. Sau đó, lý thuyết vòng đời về tiêu dùng của Ando và Modigliani đưa vai

trò của sức khỏe tài chính cũng như thu nhập như những thành phần chính của tiêu

dùng. Theo đó, lý thuyết này cũng xác định một kênh truyền dẫn tiền tệ: nếu giá cổ

phiếu giảm sau một chính sách tiền tệ thắt chặt, sức khỏe tài chính của các hộ gia

đình sụt giảm, dẫn đến sự sụt giảm trong tiêu dùng, sản lượng và việc làm.

2.2.4. Kênh cho vay ngân hàng

Ngân hàng đóng vai trò quan trọng trong hệ thống tài chính bởi vì chúng là “nhà sản

xuất thông tin” và đặc biệt chúng cũng giải quyết vấn đề bất cân xứng thông tin

trong thị trường tín dụng. Kênh cho vay ngân hàng hoạt động như sau:

M↓(↑)→ Dự trữ Ngân hàng ↓(↑)→ vay ngân hàng của các doanh nghiệp phụ thuộc

vào ngân hàng ↓(↑)→ I ↓(↑)→ Y↓(↑).

Một hàm ý quan trọng của quan điểm tính dụng là chính sách tiền tệ có tác động lớn

lên chi tiêu của các doanh nghiệp nhỏ phụ thuộc nhiều vào các khoản vay của ngân

hàng hơn các doanh nghiệp lớn có khả năng truy cập vào thị trường tín dụng thông

qua trị trường cổ phiếu và trái phiếu, mà không cần đi qua kênh ngân hàng. Khi lãi

suất thị trường tăng lên, cung tiền bị thắt chặt theo chính sách thắt chặt tiền tệ, chi

phí lãi vay mà các doanh nghiệp phải trả cao hơn, làm giảm dòng tiền ròng và sức

khỏe tài chính của doanh nghiệp suy yếu. Những doanh nghiệp vừa và nhỏ, hoạt

động chủ yếu dựa vào những khoản tài trợ vốn của NHTM sẽ bị tác động trực tiếp

và mạnh nhất, sự giảm sút trong đầu tư sẽ kéo theo sản lượng giảm và giá thành sản

phẩm tăng. Còn đối với những doanh nghiệp lớn, phạm vi tiếp xúc với thị trường

vốn rộng, thì khi lãi suất thị trường tăng, họ sẽ lập tức tiếp cận những nguồn tài trợ

khác nhằm hạn chế tối đa việc gia tăng chi phí và tình hình tài chính doanh nghiệp.

Kashyap và Stein (1994) bám theo những suy luận ban đầu về kênh cho vay ngân

hàng. Theo quan điểm cho vay này, các ngân hàng đóng một vai trò đặc biệt quan

trọng trong nền kinh tế không chỉ bởi phát hành nợ mà còn ở việc tạo tiền và nắm

giữ tài sản là các khoản vay. Cụ thể hơn, lý thuyết và mô hình của kênh cho vay

ngân hàng nhấn mạnh rằng nhiều ngân hàng, đặc biệt là các ngân hàng nhỏ, tiền gửi

đại diện cho nguồn quỹ cho vay và đối với doanh nghiệp, cụ thể các doanh nghiệp

nhỏ, các khoản vay dại diện cho nguồn vốn đầu tư. Do đó, một hoạt động thị trường

mở trước hết dẫn đến một sự thu hẹp trong nguồn cung của dự trữ ngân hàng và sau

đó thu hẹp trong tiền gửi ngân hàng; buộc các ngân hàng mà đặc biệt là các ngân

hàng phụ thuộc vào tiền gửi phải cắt giảm cho vay và các doanh nghiệp mà phụ

thuộc vào các khoản vay cắt giảm chi đầu tư. Những bất hoàn hảo của thị trường tài

chính đối với các doanh nghiệp và ngân hàng nhìn chung tạo ra sự sụt giảm trong

sản lượng và việc làm theo sau một sự thắt chặt tiền tệ.

2.2. Các nghiên cứu trên thế giới

Nhìn chung, kênh truyền dẫn tiền tệ tác động lên hệ thống ngân hàng và nền kinh tế

thực. Các nghiên cứu trước đây về cơ chế truyền dẫn của chính sách tiền tệ đều cho

rằng sự truyền dẫn của chính sách tiền tệ thông qua các kênh chính sau : kênh lãi

suất, kênh giá tài sản, kênh cho vay ngân hàng, kênh bảng cân đối tài sản, và kênh

thanh khoản của hộ gia đình.

Mark Gerler và Simon Gilchrist (1993) phân tích phản ứng của các hình thức tín

dụng khác nhau cũng như các đối tượng đi vay khác nhau đối với những cú sốc tiền

tệ và tìm thấy hai cách cho thấy sự bất hoàn hảo của thị trường tín dụng đối với các

kênh truyền dẫn: (1) một số người đi vay (chủ yếu các doanh nghiệp nhỏ) buộc phải

dựa vào tín dụng ngân hàng được xem là sự hoàn hảo của thị trường tín dụng; (2)

những người đi vay nhạy cảm quá mức với những biến động của thị trường lãi suất.

Hơn thế nữa, nghiên cứu thực nghiệm này cũng chỉ ra sự khác biệt đáng kể trong

hành vi của các doanh nghiệp lớn và nhỏ. Nếu chính sách tiền tệ thắt chặt, vay

mượn ngân hàng đối với các doanh nghiệp nhỏ giảm trong khi vay mượn ngân hàng

của các doanh nghiệp lớn gia tăng. Lý giải cho điều này là các doanh nghiệp lớn cố

gắng bôi trơn tác động của việc sụt giảm doanh thu bằng vay nợ ngân hàng và sử

dụng nợ ngắn hạn để bù đắp sự sụt giảm lớn trong doanh thu, trong khi các doanh

nghiệp nhỏ chỉ có một chọn lựa là cắt giảm sản lượng. Do đó, dẫn đến sự mâu thuẫn

trong thị trường tín dụng, nơi mà sự bất cân xứng thông tin có thể dẫn đến các kết

quả này.

Giuseppe De Arcangelis và Giogio Di Giogio (12/1999), lãi suất qua đêm có ảnh

hưởng mạnh đến lạm phát và tác động đến các biến số vĩ mô khác như lãi suất cho

vay của NHTW trong ngắn hạn (3- 6 tháng).

Ben SC Fung (2000) nghiên cứu ảnh hưởng của chính sách tiền tệ của tám nền kinh

tế Đông Á là Indonesia, Hàn Quốc, Malaysia, Philippines, Singapore, Đài Loan,

Trung Quốc và Thái Lan trong môi trường tự do hóa lãi suất và thị trường mở đã

nhận thấy tỷ giá có tác động mạnh đến tất cả các nước nghiên cứu và ở hầu hết các

nước (ngoại trừ Singapore) lãi suất có tác động mạnh đến tăng trưởng kinh tế và

lạm phát.

Veronica babich (2001), trong nghiên cứu này tác giả xác định cơ chế truyền dẫn

chính sách tiền tệ ở Latvia cho giai đoạn 1992-2002, sử dụng cách tiếp cận quy nạp

thay vì mô hình VAR chuẩn.

Để điều tra nghiên cứu các kênh truyền dẫn khác nhau, tác giả đặt 7 giả thuyết liên

quan đến các kênh truyền dẫn này và kiểm định chúng với sự khác biệt giá trị trung

bình. Ví dụ, tác giả kiểm định giả thuyết lãi suất bằng cách xem xét sự hiện diện của

sự gia tăng bất thường trong lãi suất theo sau một cú sốc tiền tệ. Các phát hiện gợi ý

truyền dẫn hoạt động qua các kênh lãi suất và tín dụng, nhưng tác động lên sản

lượng và giá cả dường như yếu và thậm chí không tồn tại.

Ignazio Angeloni, Michael Ehrmann (2003), nghiên cứu này xác định kênh truyền

dẫn lãi suất, ngân hàng và thị trường chứng khoán ở khu vực Euro sau năm 1999 và

nổ lực khám phá liệu có sự thay đổi trong các kênh truyền dẫn sau khi Liên minh

tiền tệ Châu Âu (EMU) thiết lập hay không. Tác giả sử dụng dữ liệu theo tháng về

lãi suất tiền gửi và cho vay của năm quốc gia thuộc khu vực Châu Âu và phát hiện

rằng sau năm 1999, ngân hàng Châu Âu thể hiện phản ứng đồng nhất của lãi suất

ngân hàng mạnh mẽ và gia tăng đối với tín hiệu của các cơ quan tiền tệ. Tác giả kết

luận rằng sự thay đổi này là vì liên minh tiền tệ, vì tác động này không tìm thấy ở

các quốc gia ngoài khu vực Euro. Liên quan đến kênh lãi suất, tác giả kết luận kênh

truyền dẫn này thay đổi thậm chí trước khi thành lập EU và bây giờ tác động lớn

đến hầu hết các nền kinh tế trong khu vực Euro theo một cách tương tự. Tác giả sử

dụng mười chỉ số chứng khoán quốc gia và ước lượng tác động của sự thay đổi

chính sách được thực hiện bởi NHTW Châu Âu lên chỉ số giá chứng khoán ở các

quốc gia. Các phát hiện thì như kỳ vọng: theo sau một chính sách tiền tệ thắt chặt

chỉ số chứng khoán sụt giảm ở hầu hết các quốc gia, ngoại trừ Ireland có tác động

dương và không có ý nghĩa thống kê.

Morsink cùng cộng sự (2001) tập trung phân tích một nền kinh tế hùng mạnh trong

khu vực Đông Bắc Á, cũng là nền kinh tế lớn thứ hai thế giới lúc bấy giờ là Nhật

Bản. Các tác giả sử dụng dữ liệu điều chỉnh từ quý I/1980 đến quý III/1998, với độ

trễ bằng 2 và nhận thấy cả hai biến là mức lãi suất và cung tiền đều ảnh hưởng

mạnh đến sản lượng nền kinh tế. Mặt khác, sau khi kiểm tra mô hình, các tác giả

còn mở rộng mô hình VAR và đưa ra kết luận là cung tiền và bảng cân đối kế toán

của ngân hàng là nguồn tác nhân chính của các cú sốc xảy ra với sản lượng.

Jesus cùng cộng sự (2004), tác giả sử dụng mô hình ARDL để phân tích đặc trưng

của truyền dẫn lãi suất ở cộng hòa Czech, Hungary, và Phần Lan. Các phát hiện thì

khác nhau đáng kể không chỉ đối với các quốc gia, mà còn đối với lãi suất thị

trường. Cụ thể, truyền dẫn lãi suất hoàn toàn đối với lãi suất thị trường trong trường

hợp của Phần Lan và chỉ một vài lãi suất thị trường ở Hungary, trong khi truyền dẫn

thì hoàn toàn ở Cộng Hòa Czech. Tác giả kết luận rằng các phát hiện này thì phù

hợp với quan điểm về truyền dẫn lãi suất sẽ làm gia tăng cùng với việc theo đuổi

mục tiêu lạm phát trực tiếp.

Era và Holger (2006) nghiên cứu các kênh truyền dẫn ở Armenia, phân tích kênh

lãi suất, tỷ giá và tín dụng sử dụng mô hình VAR không ràng buộc. Truyền dẫn tỷ

giá nhanh chóng (trong vòng 2 tháng) và tác động yếu của sự thay đổi lãi suất vào

giá cả cho thấy tỷ giá đóng một vai trò quan trọng trong chính sách tiền tệ ở

Armenia. Liên quan đến kênh tín dụng, tác giả phát hiện một cú sốc đối với các

khoản vay ngân hàng dẫn đến một sự gia tăng gần như tức thời trong giá cả có ý

nghĩa thống kê khoảng bốn tháng, trong khi sản lượng phản ứng không có ý nghĩa

thống kê.

Tác giả gợi ý một số cách có thể giúp gia tăng tính hiệu quả của các kênh truyền

dẫn, nhìn chung đúng cho nhiều nền kinh tế chuyển tiếp, bao gồm Uzbekistan.

Những gợi ý này bao gồm giảm quy mô của kinh tế ngầm qua quy định và giám sát,

loại bỏ hiệu quả dư thừa thanh khoản thông qua các hoạt động thị trường đa dạng và

gia tăng tính hiệu quả và minh bạch của ngân hàng.

Mala và Param (2007) sử dụng mô hình SVAR để nghiên cứu các khuôn khổ

chính sách tiền tệ của một nền kinh tế mới nổi - Malaysia. Nghiên cứu quan tâm đến

phản ứng của nền kinh tế năng động đối với cung tiền, lãi suất, tỷ giá hối đoái và

các cú sốc nước ngoài. Sau cuộc khủng hoảng tài chính vào tháng 7 năm 1997,

Malaysia đã áp dụng chế độ tỷ giá cố định vào tháng 9 năm 1998. Tác giả tìm hiểu

cơ chế truyền dẫn chính sách tiền tệ ở Malaysia đã thay đổi trong thời kỳ hậu khủng

hoảng bằng cách phân tích cường độ các phản ứng của các biến trong nước đối với

những cú sốc tiền tệ khác nhau. Các kết quả thực nghiệm cho thấy sự khác biệt đáng

chú ý: (1) Trong thời kỳ trước khủng hoảng cú sốc chính sách tiền tệ, tỷ giá hối đoái

ảnh hưởng đáng kể đến sản lượng, giá cả, và lãi suất; và (2) Trong thời kỳ hậu

khủng hoảng chỉ có những cú sốc tiền tệ có ảnh hưởng mạnh hơn đến sản lượng.

Hơn nữa, chính sách tiền tệ trong nước dễ bị tổn thương hơn trước những cú sốc

nước ngoài đặc biệt là các cú sốc giá hàng hóa thế giới và cú sốc sản lượng trong

giai đoạn hậu khủng hoảng. Kết quả nghiên cứu đã chỉ ra cuộc khủng hoảng đã thay

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

Drobyshevsky cùng cộng sự (2010) điều tra nghiên cứu các kênh truyền dẫn tiền tệ

ở nền kinh tế Nga trong giai đoạn từ năm 1999 đến năm 2007, bằng cách sử dụng

mô hình VAR và một cách tiếp cận khác là sử dụng dữ liệu vĩ mô để phân tích. Tác

giả phát hiện rằng trong suốt giai đoạn mẫu, các cú sốc trong biến chính sách không

có tác động lên lạm phát và sản lượng, điều này hàm ý sự vắng mặt của các kênh

truyền dẫn. Các kết quả này được giải thích bởi một số yếu tố, chẳng hạn những

thay đổi sau cuộc khủng hoảng Nga có thể không được khắc họa bởi các biến và

chuỗi dữ liệu chưa dài.

Trong cách tiếp cận khác tác giả sử dụng dữ liệu theo quý từ các bảng cân đối kế

toán của các ngân hàng giai đoạn từ quý 1 năm 2000 đến quý 3 năm 2007 và phát

hiện rằng sự gia tăng lãi suất trên thị trường liên ngân hàng dẫn đến sự sụt giảm các

khoản vay cho hộ gia đình và doanh nghiệp. Tuy nhiên, tác giả phát hiện mức độ sụt

giảm phụ thuộc vào quy mô của doanh nghiệp và mức độ an toàn vốn.

Charalambos Tsangarides (2010), nghiên cứu về các kênh truyền dẫn chính sách

tiền tệ trong trường hợp của Mauritius sử dụng dữ liệu theo tháng trong giai đoạn từ

1999-2009, sử dụng cả mô hình VAR cấu trúc và không ràng buộc. Kết quả mô

hình VAR không ràng buộc cho thấy một cú sốc lãi suất (gia tăng lãi suất repo) có

tác động yếu đến cả sản lượng (0.5% sụt giảm) và giá cả (0.2% sụt giảm), xuất hiện

sau 4 tháng. Lạm phát thì phản ứng mạnh hơn đối với cú sốc, giữ mức thấp hơn

mức trước khi có tác động của cú sốc khoảng hơn 10 tháng, trong khi sản lượng

quay lại mức trước cú sốc sau 6 tháng.Với mô hình VAR cấu trúc , tác giả chỉ ra cú

sốc lãi suất repo chỉ truyền dẫn ngay lập tức sau cú sốc, trong khi cú sốc đối với tỷ

giá thì tương tự như đối với trường hợp của mô hình VAR không ràng buộc.

Một điểm đáng lưu ý của nghiên cứu này là các mô hình được ước lượng riêng cho

lạm phát lõi và lạm phát cơ bản. Sự truyển dẫn của những sốc từ cầu tiền lên sản

lượng và giá cả thì mạnh hơn trong trường hợp sử dụng lạm phát lõi so với lạm phát

cơ bản. Các tác giả cho rằng kết quả của họ đặc trưng của nền kinh tế mới nổi, được

mô tả bằng sự truyền dẫn mạnh hơn đối với các biến danh nghĩa như lạm phát hơn

các biến thực như sản lượng.

Deepak Mohanty (2012) nghiên cứu về kênh truyền dẫn lãi suất ở Ấn Độ. Bằng

cách sử dụng mô hình SVAR, nghiên cứu tìm thấy bằng chứng chính sách tăng lãi

suất có ảnh hưởng trái chiều đến tăng trưởng sản lượng với độ trễ 2 quý và tác động

giảm nhẹ lạm phát với độ trễ 3 quý. Thời gian đạt trạng thái cân bằng kéo dài

khoảng 8-10 quý.

Nhìn chung, một số nghiên cứu đã chỉ ra rằng, kênh lãi suất thường là kênh truyền

dẫn quan trọng nhất tại các quốc gia đã phát triển với thị trường tài chính hiện đại.

Ngược lại, kênh tín dụng và kênh tỷ giá là các kênh chủ đạo tại các quốc gia đang

phát triển.

2.3. Các nghiên cứu tại Việt Nam

Phạm Thế Anh (2008) thông qua các nghiên cứu thực nghiệm từ việc mô hình hóa

chính sách tiền tệ ở Việt Nam, bài nghiên cứu đã đi đến các kết luận sau : Thứ nhất,

Việt Nam là một nền kinh tế nhỏ và có độ mở tương đối, nên chính sách tiền tệ

trong nước khá nhạy cảm và rất dễ bị tác động trước các nhân tố bên ngoài như giá

dầu và lãi suất có hiệu lực Hoa Kì. Thứ hai, vai trò khá mờ nhạt của các công cụ

chính sách trong việc tác động cũng như phản ứng lại trước những cú sốc kinh tế vĩ

mô cho thấy các công cụ chính sách chưa thực sự đối phó tốt với những biến động

nhằm ổn định nền kinh tế. Thứ ba, kết quả thực nghiệm cho thấy, biến cung tiền là

nhân tố có ảnh hưởng đáng kể trong hầu hết các cú sốc của những biến này. Điều

này có nghĩa là sự tăng trưởng khối lượng tiền trong lưu thông đóng một vai trò khá

lớn trong tăng trưởng kinh tế cũng như có thể tạo nên những thay đổi trong biến

động lạm phát. Cuối cùng, hệ thống các kênh truyền dẫn chính sách tiền tệ ở Việt

Nam chưa thực sự hoạt động hiệu quả, ngay cả đối với những kênh truyền thống

như lãi suất và tỷ giá hối đoái.

Lê Việt Hùng và Wade Pfau (2008) phân tích cơ chế truyền dẫn chính sách tiền tệ

ở VN bằng cách sử dụng mô hình VAR rút gọn và tập trung vào các mối quan hệ

giữa cung tiền, sản lượng thực tế, mức giá, lãi suất thực, tỷ giá thực và tín dụng. Kết

quả cho thấy chính sách tiền tệ có thể ảnh hưởng đến sản lượng và giá cả. Mức độ

và tác động của cú sốc chính sách tiền tệ đối với sản lượng mạnh nhất sau bốn quý

nhưng tác động đối với giá cả thì kéo dài từ quý thứ 3 đến quý thứ 9. Tuy nhiên

mức ý nghĩa thống kê của từng kênh rất yếu, chỉ có kênh tín dụng và kênh tỷ giá hối

đoái có ý nghĩa thống kê nhiều hơn.

Nguyễn Phi Lân (2010) sử dụng mô hình SVAR để phân tích cơ chế chuyển dịch

chính sách tiền tệ đối với một nền kinh tế có độ mở lớn như Việt Nam, cụ thể là trả

lời câu hỏi: Nền kinh tế và công tác điều hành chính sách tiền tệ Việt Nam phản ứng

ra sao trước sự biến động của cung tiền, lãi suất, tỷ giá và các cú sốc bên ngoài nền

kinh tế? Bài nghiên cứu đã cho thấy: Thứ nhất, cung tiền M2 có xu hướng tác động

tích cực tới tăng trưởng kinh tế. Tuy nhiên, mức độ tác động của cung tiền M2 tới

khu vực sản xuất công nghiệp còn chưa lớn mặc dù cung tiền M2 và tín dụng đã

tăng trong một thời gian từ sau khủng hoảng tài chính năm 1997. Thứ hai, kết quả

phân tích cũng cho thấy sự biến động của tỷ giá phụ thuộc rất lớn vào công tác điều

hành chính sách tiền tệ thông qua các công cụ lãi suất và lượng tiền cung ứng ra lưu

thông, các nhân tố bên ngoài nền kinh tế cũng tác động tới sự biến động của tỷ giá

nhưng không quá lớn. Thứ ba, khu vực tiền tệ - ngân hàng trong nước tương đối

nhạy cảm và chịu tác động rất lớn bởi các cú sốc bên ngoài nền kinh tế. Thứ tư, việc

thay đổi lãi suất VND trên thị trường tiền tệ thông qua sử dụng các công cụ tiền tệ

như OMO hay tái cấp vốn sẽ mất thời gian khoảng là 3 - 5 tháng để có hiệu lực.

Thứ năm, trước các cú sốc về tăng trưởng kinh tế, cụ thể là nền kinh tế đang ở trạng

thái tăng trưởng nóng “overheating”, chỉ số CPI có xu hướng tăng nhanh và liên tục

trong khoảng thời gian 5 - 10 tháng. Tuy nhiên, chỉ số CPI tương đối nhạy cảm và

phản ứng mạnh trước động thái thắt chặt chính sách tiền tệ, cụ thể là giảm mạnh

trong khoảng thời gian 6 - 9 tháng kể từ khi thực hiện chính sách tiền tệ thắt chặt

Trần Ngọc Thơ và Nguyễn Hữu Tuấn (2013) trong bài nghiên cứu “Cơ chế

truyền dẫn chính sách tiền tệ ở Việt Nam tiếp cận theo mô hình SVAR” đã ước

lượng tác động của cú sốc chính sách tiền tệ đối với Việt Nam. Các kênh truyền dẫn

lãi suất và tỷ giá hối đoái đã được phân tích để xác định độ lớn và thời gian chính

sách tiền tệ truyền dẫn đến các biến mục tiêu. Kết quả nghiên cứu cho thấy có một

số puzzle tồn tại trong đó có Price Puzzle. Kênh lãi suất tạo ra phản ứng trễ đối biến

lạm phát trong khi tỷ giá hối đoái lại có phản ứng ngay tức thì trước cú sốc tỷ giá

hối đoái.

Sử Đình Thành (2008) tập trung nghiên cứu cơ chế truyền dẫn của chính sách tiền

tệ ảnh hưởng đến nền kinh tế thông qua giá cả các loại tài sản khác bên cạnh kênh

lãi suất. Trên cơ sở phác họa và nhấn mạnh tầm quan trọng cơ chế truyền dẫn tiền tệ

vận hành thông qua giá cả chứng khoán, giá cả bất động sản và tỷ giá hối đoái ảnh

hưởng đến quyết định tiêu dùng và đầu tư của doanh nghiệp và hộ gia đình, bài viết

đề xuất các khuyến nghị đổi mới cơ chế điều hành chính sách tiền tệ của NHNN

nhằm hướng đến mục tiêu kiểm soát lạm phát.

Chu Khánh Lân (2013) đã nghiên cứu về vai trò truyền dẫn của kênh tín dụng ở

thị trường Việt Nam. Tác giả đã chỉ ra đối với một quốc gia mà tín dụng đóng vai

trò quan trọng thì những tác động của CSTT tới nền kinh tế qua các kênh truyền tải

truyền thống phụ thuộc khá nhiều vào hiệu quả truyền tải của kênh tín dụng. Tại

Việt Nam, mức độ khuếch đại của kênh tín dụng trong truyền tải CSTT là khá

nhanh và mạnh nên bên cạnh việc hoạch định và thực thi các chính sách, Chính phủ

và NHNN cần tập trung vào nâng cao hiệu quả truyền tải CSTT của kênh này.

Với những gì đã trình bày về tác động của chính sách tiền tệ đến các biến số kinh tế

vĩ mô và những điều rút ra từ các nghiên cứu ở một số quốc gia tiêu biểu, có thể

thấy rằng cơ chế truyền dẫn chính sách tiền tệ là một quá trình phức tạp và mỗi

quốc gia lại có một cách làm riêng. Hiệu quả của cơ chế truyền dẫn thông qua các

kênh cũng rất khác nhau giữa các nền kinh tế, các giai đoạn, bên cạnh mức độ phát

triển và hội nhập của nền kinh tế, mức độ phát triển của thị trường tài chính từng

quốc gia. Qua đây, tác giả có thể rút ra một số ý chính như sau:

- Xu hướng chung của các quốc gia trên thế giới là theo đuổi tỷ lệ lạm phát mục

tiêu và phát triển kinh tế.

- Những nước có nền kinh tế càng hội nhập thì kênh tỷ giá hối đoái là kênh

truyền dẫn quan trọng của chính sách tiền tệ.

- Những nước có nền tài chính phát triển thì công cụ lãi suất càng được áp dụng

một cách phổ biến.

Vì vậy việc xem xét các cơ chế truyền dẫn chính sách tiền tệ tại Việt Nam trên cơ

sở dữ liệu lịch sử đóng vai trò quan trọng đặc biệt trong xu hướng tương lai, là hội

nhập ngày càng sâu rộng với nền kinh tế thế giới. Chúng ta cần đánh giá hiệu quả

của các kênh dẫn truyền của chính sách tiền tệ để tìm ra công cụ nào của chính sách

tiền tệ có hiệu quả cao nhất. Trên cơ sở đó sẽ lựa chọn các mục tiêu hoạt động, mục

tiêu trung gian và các công cụ chính sách tiền tệ thích hợp trong từng thời kỳ của

nền kinh tế nhằm đạt được các mục tiêu chính sách cuối cùng mà NHNN đề ra.

2.4. Sơ lược về chính sách tiền tệ của Việt Nam giai đoạn từ năm 2000 đến 2015

2.4.1. Chính sách tiền tệ Việt Nam giai đoạn từ 2000-2005

Đầu những năm 2000, Việt Nam đối mặt với tình hình kinh tế suy thoái. Sự suy yếu

của tổng cầu, giảm phát thì ở mức -0.53%. Để khắc phục tình trạng này, NHNN

thực thi chính sách tiền tệ nới lỏng thông qua công cụ lãi suất. Lãi suất cơ bản điều

chỉnh từ 9% đầu năm 2000 xuống còn 7.2% vào tháng 11/2001. Cơ chế trần lãi suất

cho vay cũng được gỡ bỏ, thay vào đó là cơ chế lãi suất thả nổi nhưng không vượt

quá biên độ mà NHNN cho phép. Từ đây hoạt động tín dụng ở các ngân hàng

thương mại gia tăng và làm giảm chi phí huy động vốn của các cơ sở kinh doanh

cũng như các TCTD.

Song mặt trái của điều này là khiến lạm phát trở lại đạt mức 0,79% vào năm 2001,

4,04% vào năm 2002, 3,01% vào năm 2003 và đỉnh điểm là 9,67% vào năm 2004.

Tình trạng lạm phát gia tăng một cách đột biến vào năm 2004 được giải thích chủ

yếu thông qua hai nguyên nhân chính là chi phí đẩy và sự mất cân đối của nền kinh

tế vĩ mô.

Vì vậy trong năm 2005, thị trường tiền tệ nóng lên, NHNN điều hành chính sách

tiền tệ theo hướng thắt chặt hơn. Lãi suất thay đổi tăng liên tục, đến quý 4/2005 thì

lãi suất bình quân liên ngân hàng là 7.9% và tỷ lệ dự trữ bắt buộc cũng được tăng.

Điều này giúp kìm hãm lạm phát của năm 2005 giảm xuống chỉ còn 8,71%.

2.4.2. Chính sách tiền tệ Việt Nam giai đoạn từ 2006-2010

Giai đoạn 2006 - 2010, chính sách tiền tệ nước ta cải cách dần theo hướng tự do hóa

và phù hợp với thông lệ quốc tế. Cuối năm 2006, tốc độ tăng trưởng GDP củaViệt

Nam đạt đến 8,23%, lạm phát chỉ còn 6,57%. Điều này được giải thích một phần do

có sự sụt giảm của tăng trưởng tín dụng và quan trọng hơn là do các ngân hàng

thương mại đã chú trọng nhiều hơn đến chất lượng tín dụng khi siết chặt hơn quy

trình cấp tín dụng.

Trước diễn biến của tình hình, vào đầu năm 2007, NHNN bắt đầu nới lỏng chính

sách tiền tệ, sử dụng thường xuyên hơn công cụ nghiệp vụ thị trường mở với các

thay đổi trong công cụ này như cố định phiên mua, thay đổi phương thức đấu thầu

để có thể giám sát sự biến động của thị trường tiền tệ một cách tốt nhất thông qua

các TCTD. Giai đoạn này,Việt Nam trở thành thành viên thứ 150 của Tổ chức

Thương mại thế giới (WTO) , thu hút mạnh các nguồn vốn từ bên ngoài, khiến cho

nền kinh tế tăng trưởng quá nóng, lạm phát tăng cao và quay lại tác động xấu đến

tăng trưởng kinh tế.

Với mong muốn ổn định thị trường, giảm lạm phát, NHNN đã thực thi chính sách

thắt chặt tiền tệ vào cuối năm 2007. Điều này khiến tăng trưởng tín dụng giảm ngay

xuống chỉ còn 23,38% trong năm 2008, đi kèm là thiếu hụt thanh khoản, suy giảm

lãi suất, và tăng trưởng kinh tế giảm. Đồng thời giai đoạn này Việt Nam chịu tác

động mạnh mẽ của cuộc khủng hoảng tài chính toàn cầu. NHNN phản ứng ngay với

cú sốc kinh tế từ cuộc khủng hoảng này bằng cách tăng lãi suất bình quân liên ngân

hàng từ 9.86% của quý 1/2008 lên tới 15.3% ở quý 2/2008. Sau đó, quý 4/2008

NHNN chuyển hướng nền kinh tế từ bình ổn sang hỗ trợ hoạt động kinh tế, lãi suất

giảm xuống còn 12.9% và đồng nghĩa với việc mở rộng chính sách tiền tệ.

Nhìn chung năm 2009, NHNN đã điều hành chính sách tiền tệ theo hướng nới lỏng

thận trọng, hỗ trợ thanh khoản, tạo điều kiện cho các TCTD mở rộng tín dụng hiệu

quả. Đặc biệt, NHNN đã quyết tâm thực hiện giữ nguyên lãi suất cơ bản trong 10

tháng (áp dụng 7%/năm từ tháng 2 đến tháng 11/2009). Từ cuối tháng 11/2009, để

phù hợp với diễn biến mới của nền kinh tế và trên cơ sở xem xét mối quan hệ giữa

tỷ giá, lãi suất, chỉ số giá tiêu dùng và cán cân thanh toán quốc tế, NHNN đã điều

chỉnh giảm biên độ ấn định tỷ giá xuống +/-3% kể từ ngày 26/11/2009, đồng thời

điều chỉnh tỷ giá bình quân liên ngân hàng áp dụng cho ngày 26/11/2009 tăng thêm

5,4% so với ngày 25/11/2009.

Từ những tháng cuối năm 2009, những biện pháp điều hành chính sách tiền tệ của

NHNN bắt đầu cho thấy dấu hiệu chuyển dần từ nới lỏng sang chính sách thắt chặt.

Năm 2010, NHNN thực hiện hàng loạt các biện phát kiểm soát chặt chẽ các điều

kiện cho vay của ngân hàng, nhằm kiểm soát nợ xấu. Điều chỉnh giảm các chỉ tiêu

tăng trưởng, từ mức 28,7% tăng tổng phương tiện thanh toán và 37,73% tăng trưởng

tín dụng đối với nền kinh tế đến cuối năm 2009 xuống chỉ còn 25% trong năm 2010

cho thấy quyết tâm rõ rệt và cụ thể nhất của NHNN.

2.4.3. Chính sách tiền tệ Việt Nam giai đoạn từ 2011-2015

Từ năm 2011, NHNN đã điều hành quyết liệt, chủ động và đồng bộ các công cụ

chính sách tiền tệ để điều tiết lượng tiền cung ứng phù hợp với mục tiêu kiểm soát

lạm phát, ổn định kinh tế vĩ mô, hỗ trợ tăng trưởng kinh tế ở mức hợp lý. Theo đó,

kỷ luật, kỷ cương thị trường được củng cố vững chắc, thanh khoản của toàn hệ

thống từng bước được ổn định và đảm bảo an toàn. Thị trường tiền tệ ổn định và

thông suốt, lạm phát từ mức 18,13% năm 2011 xuống 6,81% năm 2012, 6,04% năm

2013, 1,84% năm 2014 và năm 2015 được kiểm soát ở mức 0,63%.

Đối với thị trường, việc kéo giảm mặt bằng lãi suất là một trong những dấu ấn quan

trọng của nhà điều hành. NHNN đã điều chỉnh giảm các mức lãi suất trên cơ sở bám

sát diễn biến vĩ mô, điều kiện thị trường tiền tệ để giảm lãi suất cho vay, góp phần

tiếp tục tháo gỡ khó khăn cho sản xuất kinh doanh.

Về tín dụng, NHNN đã điều hành các giải pháp tín dụng linh hoạt phù hợp với mục

tiêu điều hành chính sách tiền tệ, tạo điều kiện thuận lợi cho việc tiếp cận vốn vay

ngân hàng, triển khai các chính sách tín dụng đối với một số ngành, lĩnh vực để hỗ

trợ các TCTD mở rộng tín dụng có hiệu quả, chuyển dịch cơ cấu tín dụng theo chủ

trương của Chính phủ, hỗ trợ công tác an sinh xã hội. Giai đoạn 2011-2014, tín

dụng tăng bình quân khoảng 12,6%/năm, năm 2015 tăng khoảng 18%, thấp hơn rất

nhiều so với mức tăng bình quân 33,3%/năm của giai đoạn 2006-2010, nhưng phù

hợp với khả năng hấp thụ vốn của nền kinh tế, hỗ trợ tăng trưởng kinh tế hợp lý.

NHNN công bố định hướng điều hành tỷ giá trong từng thời kỳ. Trên cơ sở theo dõi

sát diễn biến cung cầu ngoại tệ, NHNN điều hành linh hoạt tỷ giá, kết hợp với các

biện pháp như thu hẹp đối tượng cho vay bằng ngoại tệ, kịp thời mua bán ngoại tệ

để can thiệp ổn định thị trường, tăng cường công tác truyền thông để ổn định tâm lý

thị trường, hỗ trợ ổn định tỷ giá và thị trường ngoại hối. Nhờ đó, tỷ giá và thị trường

ngoại tệ trong 5 năm qua liên tục ổn định, các nhu cầu ngoại tệ hợp pháp của tổ

chức và cá nhân được các TCTD đáp ứng đầy đủ, kịp thời. Không chỉ giữ được lòng

tin trong người dân và các doanh nghiệp, trong những thành công của chính sách

tiền tệ cũng được các tổ chức, nhà đầu tư nước ngoài đánh giá cao, đồng thời là một

trong những yếu tố quan trọng để các tổ chức xếp hạng quốc tế nâng mức xếp hạng

quốc gia của Việt Nam.

CHƯƠNG 3. MÔ HÌNH VÀ DỮ LIỆU NGHIÊN CỨU

3.1. Mô hình nghiên cứu

3.1.1. Mô hình chuẩn

Tác giả sử dụng mô hình VAR để xem xét những tác động của một cú sốc chính

sách tiền tệ thắt chặt GDP, giá cả hàng hóa và lãi suất bình quân liên ngân hàng. Mô

hình VAR đồng thời đưa vào các biến chính sách tiền tệ và nhân tố thực có độ trễ là

p được xác định như sau:

𝑝𝑝 𝑖𝑖=0

(1)

∑ ∅𝑖𝑖𝑌𝑌𝑡𝑡−1 = Ө𝑋𝑋𝑡𝑡 + 𝜀𝜀𝑡𝑡 Với Yt là véc tơ tập hợp của các biến nội sinh và Xt là véc tơ tập hợp của các biến

ngoại sinh. Ф và Ө là những đa thức. εt là véc tơ của thay đổi ngoài kỳ vọng theo

cấu trúc. Lý giải cho việc thêm vào tập hợp các biến ngoại sinh là để tính các ràng

buộc bên ngoài và để kiểm soát các sự kiện kinh tế quốc tế. Tác giả giả định rằng

các biến ngoại sinh có ảnh hưởng tới các biến nội sinh và các biến nội sinh không

có ảnh hưởng ngược lại.

Những chính sách tiền tệ của các quốc gia mới nổi thì được kiểm soát chặt chẽ bởi

các ngân hàng trung ương chính của thế giới, ví dụ như là Ngân hàng dự trữ liên

bang (Fed), NHTW Châu Âu và ngân hàng Nhật Bản. Những NHTW ở các quốc

gia mới nổi xem xét các yếu tố bên ngoài để xác định chính sách tỷ giá một cách

thích hợp. Những nền kinh tế này vay nợ để tài trợ cho hoạt động kinh tế, xã hội

trong nước bằng ngoại tệ, chẳng hạn như đồng Dollar hoặc Euro. Rủi ro tỷ giá là

đáng kể và có thể nhân rộng nếu những NHTW của các quốc gia này để tỷ giá biến

động một cách tự do. Tương tự, giao thương nước ngoài ở các quốc gia này được

giao dịch chủ yếu dựa trên đồng Dollar hoặc Euro, thì biến động tỷ giá lớn ở các

quốc gia này có để gây nguy hiểm cho thương mại quốc tế. Vì những lý do này, các

NHTW ở các quốc gia mới nổi cố định tỷ giá thậm chí có khi họ tuyên bố họ không

làm như vậy.

Hình 3.1 Lãi suất bình quân liên ngân hàng Việt Nam và lãi suất liên bang Mỹ giai đoạn

2000Q3 đến 2015Q1 (Nguồn: Economic research – Fed và IMF)

Hình 3.1 thể hiện biến động của lãi suất bình quân liên ngân hàng của Việt Nam và

lãi suất Fed của Mỹ giai đoạn từ năm quý 3 năm 2000 đến quý 1 năm 2015. Lãi suất

Fed tác động gián tiếp và trực tiếp đến kinh tế thế giới nói chung và Việt nam nói

riêng. Một cách rõ ràng, việc tăng lãi suất Fed sẽ tác động đến thị trường chứng

khoán, thị trường vốn và cả thị trường ngoại hối; làm biến động chi phí đi vay và

huy động vốn của USD tại thị trường nước ngoài cũng như nợ nước ngoài của nhiều

quốc gia. Tại Việt Nam, lãi suất Fed gia tăng sẽ tác động đến nền kinh tế ở một số

mặt như: tác động đến tỷ giá đồng Việt Nam, nợ nước ngoài của Việt Nam sẽ tăng

lên do cấu trúc nợ của chúng ta liên quan nhiều đến đồng USD. Khi lãi suất đồng

USD tăng có thể sẽ khiến lãi suất hoặc tỷ giá một số đồng tiền khác (ví dụ euro)

giảm, do đó tác động chung về nợ nước ngoài sẽ không lớn, song lãi suất USD tăng

sẽ khiến lãi suất vay nợ nước ngoài nhìn chung sẽ tăng lên. Cũng như vậy, nợ của

doanh nghiệp vay bằng USD trong và ngoài nước sẽ tăng, làm chi phí vốn vay của

doanh nghiệp trở nên đắt đỏ hơn. Đồng nhân dân tệ đã được đưa vào rổ tiền tệ thế

giới. Do đó, việc Fed tăng lãi suất cùng với sự kiện trên sẽ làm cho chính sách tiền

tệ của Trung Quốc năm tới sẽ rất linh hoạt, đòi hỏi NHNN phải bám sát động thái

thị trường thế giới, nhất là chính sách tiền tệ của Mỹ, Trung Quốc để có những điều

chỉnh kịp thời. Như vậy lãi suất Fed là một nhân tố quan trọng mà ngân hàng Nhà

nước phải cân nhắc trước khi đưa ra các chính sách của mình. Do đó, tác giả sử

dụng lãi suất Fed như một biến ngoại sinh tác động đến chính sách tiền tệ của Việt

Nam.

Tác giả cũng đưa thêm các biến như giá cả hàng hóa thế giới và GDP của Mỹ vào

tập hợp các nhân tố ngoại sinh để kiểm soát những thay đổi trong lạm phát và tổng

cầu thế giới. Do đó, véc tơ các biến ngoại sinh bao gồm chỉ số giá cả hàng hóa thế giới (compiworld), lãi suất fed (ius) và GDP của Mỹ (yus).

ius yus]

X’t = [compiworld

Véc tơ của các biến nội sinh bao gồm tổng sản phẩm quốc nội (GDP), chỉ số giá cả

hàng hóa trong nước (Prices) và một chỉ báo của chính sách tiền tệ (i)

Y’t = [GDP Prices i]

3.1.2. Mô hình thể hiện các kênh truyền dẫn của chính sách tiền tệ

Trong các bài nghiên cứu trước đây ở Việt Nam, các tác giả chủ yếu xoay quanh

việc phân tích cơ chế truyền dẫn của chính sách tiền tệ thông qua kênh lãi suất và tỷ

giá hối đoái, bài nghiên cứu của hai tác giả Lê Việt Hùng và Wade Pfau (2008) thì

xem xét tác động qua kênh lãi suất và kênh tín dụng. Các tác giả chủ yếu tập trung

vào phân tích giá cả của tiền tệ mà quên đi giá của các tài sản khác. Đồng thời các

bài nghiên cứu chủ yếu tập trung vào phân tích hai kênh, như vậy sẽ khó so sánh tác

động mạnh yếu của từng kênh truyền dẫn.

Trong bài nghiên cứu này, để xác định các kênh truyền dẫn chính sách tiền tệ của

Việt Nam, tác giả mở rộng mô hình VAR cơ sở bằng cách thêm biến mới (w) tương

ứng với mỗi kênh truyền dẫn chính sách tiền tệ. Tác giả giả định rằng w phản ứng

đồng thời với những cú sốc từ GDP, giá cả và lãi suất bình quân liên ngân hàng.

Tuy nhiên, GDP, giá cả và lãi suất bình quân liên ngân hàng không phản ứng đồng

thời với những cứ sốc từ w. Do đó, tác giả viết lại véc tơ của các biến nội sinh như

Y’t = [GDP Prices I w ] (1)

Tác giả ước tính phương trình (1) để có được hàm phản ứng đẩy của GDP với một

cú sốc trong lãi suất bình quân liên ngân hàng ngoài kỳ vọng. Sau đó, tác giả ngoại

sinh hóa w bằng cách lấy giá trị có độ trễ của nó như những biến ngoại sinh. Do đó,

tác giả bao hàm được tất cả các tương tác giữa w và các biến ngoại sinh khác. Sau

khi ngoại sinh hóa w, véc tơ của các biến nội sinh (Y’t) được viết như sau:

Y’t = [GDP Prices I w ]

Và véc tơ các biến ngoại sinh được viết lại như sau:

, ius, yus, w(-1) … w(-p)]

X’t = [compiworld

Với p đại diện cho độ trễ. Do đó, bằng cách ngoại sinh w theo cách này, tác giả có

được một mô hình VAR mới tương tự như mô hình gốc. Hai mô hình VAR được

đặc trưng bởi những thay đổi ngoài kỳ vọng được trực giao hóa tương tự nhau. Chỉ

có sự khác nhau là sau đó tác giả phong tỏa phản ứng thông qua truyền dẫn của w.

Sau khi ngoại sinh w, tác giả ước lượng hàm phản ứng đẩy của GDP đối với cú sốc

lãi suất bình quân liên ngân hàng dương. Tác giả xác định mỗi kênh bằng cách so

sánh với phản ứng của GDP trong hai mô hình VAR.

3.2. Dữ liệu nghiên cứu:

Vì thị trường chứng khoán Việt Nam chỉ chính thức đi vào hoạt động từ quý 3 năm

2000. Dữ liệu nghiên cứu được thu thập trong giai đoạn từ quý 3 năm 2000 đến quý

1 năm 2015.

Bảng 3-2 Mô tả biến nghiên cứu và nguồn thu thập

Ký hiệu Mô tả Nguồn

GDP http://www.mof.gov.v n/

CPI http://data.imf.org/

I1 http://data.imf.org/

http://data.imf.org/ I2 Loans

http://vietstock.vn/ Tên biến Biến nội sinh GDP thực Việt Nam CPI của Việt Nam Chính sách tiền tệ Kênh cho vay ngân hàng Kênh tài sản Vni

REER http://bruegel.org/ Kênh tỷ giá Tổng sản phẩm quốc nội được điều chỉnh theo lạm phát Chỉ số giá tiêu dùng của Việt Nam Lãi suất bình quân liên ngân hàng Lãi suất cho vay Dư nợ tín dụng của nền kinh tế Chỉ số chứng khoán VN index Tỷ giá hối đoái thực có hiệu lực.

Yus Tổng sản phẩm quốc nội có điều chỉnh lạm phát của Mỹ

compiworld Chỉ số giá cả hàng hóa thế giới

Ius Lãi suất liên bang của Mỹ https://research.stlouis fed.org http://databank.world bank.org/ https://research.stlouis fed.org Biến ngoại sinh GDP thực của Mỹ Giá cả hàng hóa thế giới Lãi suất liên bang Mỹ

( Nguồn : Tổng hợp của tác giả )

CHƯƠNG 4. KẾT QUẢ NGHIÊN CỨU

4.1. Thống kê mô tả và kiểm định tính dừng của các biến

Bảng 4-1 Thống kê mô tả biến (Nguồn : tính toán bởi tác giả)

COMPI YUS

IUS

GDP

I1

CPI

126.0001 14481.74

1.844350 220510.3

8.439096

85.80685

Trung bình

125.4644 14604.80

1.016667 115161.0

7.716667

72.43826

Trung vị

203.0901 16324.30

6.520000 862656.0

18.68333

144.4794

Giá trị lớn nhất

50.45015 12643.30

0.073333 58368.00

4.046667

47.59501

Giá trị nhỏ nhất

49.83553 1021.999

2.018634 227599.1

2.917231

34.41577

Độ lệch chuẩn

0.001734

-0.324252 0.881201 1.557113

1.258834

0.479443

Hệ số lệch

1.582825 2.220586

2.393742 3.850277

4.605101

1.721517

Hệ số nhọn

Số quan sát

I2

REER

VNI

LOANS

107.9673 466.2593

11.28647 7913.588

Trung bình

104.1056 427.6000

10.81667 6629.747

Trung vị

150.8317 1071.300

20.10000 19384.40

Giá trị lớn nhất

85.76707 239.3000

7.230000 1036.178

Giá trị nhỏ nhất

15.63011 179.4384

2.657816 5982.639

Độ lệch chuẩn

0.805468 1.952935

1.372498 0.364513

Hệ số lệch

2.901142 6.941832

4.585503 1.631225

Hệ số nhọn

Số quan sát

Các biến ngoại sinh đại diện cho biến động của thế giới như giá cả hàng hóa thế

giới (Compi), lãi suất Fed (Ius) và GDP của Mỹ (Yus) biến động tương đối lớn với

độ lệch chuẩn lần lượt là 49.83, 2.02 và 1021.99. Biến giá của hàng hóa thế giới

(Compi) và lãi suất Fed có phân phối lệch phải vì độ lệch lớn hơn không và bè hơn

tương đối so với phân phối chuẩn vì độ nhọn nhỏ hơn 3. Trong khi đó GDP của Mỹ

có phân phối lệch trái vì độ lệch nhỏ hơn không và bè hơn tương đối so với phân

phối chuẩn vì độ nhọn nhỏ hơn 3.

Hiệu quả của chính sách tiền tệ thể hiện qua hai biến sản lượng quốc gia đại diện

bởi GDP và lạm phát (CPI) có biến động tương đối lớn, cụ thể độ lệch chuẩn lần

lượt là 227599.1 và 34.41. Hai biến này có phân phối lệch phải vì độ lệch lớn hơn

không, tuy nhiên phân phối của GDP nhọn hơn so với phân phối chuẩn còn CPI thì

ngược lại bè hơn.

Chính sách tiền tệ đại diện bởi lãi suất bình quân liên ngân hàng do NHTW công bố

(I1) cũng biến động tương đối lớn (độ lệch chuẩn = 2.91). Lãi suất bình quân liên

ngân hàng I1 không tuân theo phân phối chuẩn, cụ thể nó lệch phải và nhọn hơn so

với phân phối chuẩn.

Các kênh truyền dẫn của chính sách tiền tệ bao gồm kênh tỷ giá đại diện bởi tỷ giá

hối đoái thực có hiệu lực (REER), kênh tài sản đại diện bởi chỉ số giá chứng khoán

VN-Index (VNI) và kênh cho vay ngân hàng đại diện bởi lãi suất cho vay(I2) và dư

nợ của nền kinh tế cũng thể hiện sự biến động lớn. Đặc biệt trong kênh tài sản chỉ

số VN-index đạt giá trị lớn nhất tại 1071 điểm chênh lệch khá hơn so với trung vị

của nó là 427.6 điểm và giá trị nhỏ nhất là 239.3. Biến REER có phân phối lệch

phải và bè hơn so với phân phối chuẩn . Biến VNI và I2 có phân phối lệch phải và

nhọn hơn so với phân phối chuẩn.

Bảng 4-2 Kết quả kiểm định tính dừng của các biến trong mô hình

(Nguồn : tính toán bởi tác giả)

Level Sai phân bậc 1 Biến

Giá trị thống kê T Mức ý nghĩa P Giá trị thống kê T Mức ý nghĩa P

-2.027362

0.2746

-6.657498

0.0000

-0.453160

0.8919

-3.228748

0.0236

0.719795

0.9916

-4.097225

0.0021

GDP

-1.652206

0.4496

-6.913075

0.0000

CPI

2.586944

1.0000

-8.030776

0.0000

-3.717457

0.0064

Loans

1.248598

0.9981

-4.478755

0.0006

VNI

-1.531076

0.5107

-5.900666

0.0000

REER

-2.396362

0.1474

-3.217609

0.0240

Compiworld

-0.659608

0.8482

-4.780281

0.0002

Ius

Yus

, Ius, Yus) dừng ở sai phân bậc

Kết quả kiểm định tính dừng cho thấy biến VNI dừng ở mức level và các biến còn lại (i1, GDP, CPI, i2, loans,Vni, REER, compiworld

một I(1).

4.2. Mô hình chuẩn

Mô hình VAR cơ sở được lựa chọn có độ trễ tối ưu là 5 (xem bảng 4.3). Kiểm định

phần dư cho thấy không có phương sai thay đổi và tự tương quan, như vậy mô hình

VAR được chọn là phù hợp về mặt định lượng để phân tích hàm phản ứng của các

biến trong mô hình (xem bảng 4.4 và 4.5).

Bảng 4-3 Lựa chọn độ trễ tối ưu trong mô hình VAR cơ sở (Nguồn : tính toán bởi tác giả)

Độ trễ LogL

LR

FPE

AIC

SC

HQ

-979.3158 NA

1.77e+12

36.71540

37.15740

36.88586

-840.1474

242.2561

1.43e+10

31.89435

32.66784*

32.19265

-829.5891

17.20612

1.36e+10

31.83663

32.94162

32.26278

-818.9159

16.20744

1.30e+10

31.77466

33.21115

32.32866

-802.4845

23.12562*

1.02e+10*

31.49943

33.26741

32.18127*

-792.6149

12.79403

1.02e+10

31.46722*

33.56670

32.27691

* Độ trễ được chọn có mức nghĩa thống kê tại mức 5%

Bảng 4-4 Kiểm định tự tương quan của phần dư trong mô hình VAR cơ sở

(Nguồn : tính toán bởi tác giả)

Giả thuyết Ho: Không có tương quan phân phần dư ở độ trễ thứ h

Độ trễ

Thống kê LM

Giá trị p-value

33.72758 0.0001

14.22058 0.1147

25.73706 0.0023

18.51760 0.0296

16.13485 0.0641

16.21232 0.0626

22.53408 0.0073

19.87272 0.0187

13.78539 0.1302

14.90069 0.0937

17.69772

0.0388

29.11066 0.0006

Bảng 4-5 Kiểm định phương sai thay đổi của phần dư trong mô hình VAR cơ sở

(Nguồn : tính toán bởi tác giả)

Giả thuyết Ho: Không có phương sai thay đổi trong phần dư

283.8712

252

0.0818

Giá trị Chi bình phương Bậc tự do Giá trị p-value

Hình 4.1 miêu tả phản ứng của tổng sản phẩm quốc nội ( GDP ), chỉ số giá tiêu

dùng ( CPI) và lãi suất bình quân liên ngân hàng (I1) đối với một cú sốc chính sách

tiền tệ thắt chặt tương ứng một cú sốc dương có độ lớn bằng 1% độ lệch chuẩn của

biến lãi suất bình quân liên ngân hàng I1.

CPI phản ứng với một cú sốc dương trong lãi suất bình quân liên ngân hàng hay

chính sách tiền tệ thắt chặt là một sự gia tăng nhẹ ở quý thứ 4 khoảng 0.18 điểm cơ

bản. Tức là chính sách tiền tệ thắt chặt có tác động đến giá cả hàng hóa nhưng cần

có một độ trễ chính sách khoảng 3 quý. Và hầu như tiệm cận với đường cơ bản tức

ít có sự biến động trong mô hình VAR cơ bản. Theo nghiên cứu của hai tác giả Trần

Ngọc Thơ và Nguyễn Hữu Tuấn (2013), cũng cho thấy hiện tượng price puzzle (giá

cả tăng khi thắt chặt chính sách tiền tệ) trước các cú sốc trong lãi suất. Hiện tượng

tăng giá này có thể được giải thích do chi phí đẩy gây ra.

Phản ứng của lãi suất bình quân liên ngân hàng (I1) đối với chính nó là một sự gia

tăng tức thời 1 điểm cơ bản ở quý thứ 1, sau đó sụt giảm, vượt qua đường cơ bản ở

quý thứ 3, và gia tăng trở lại ở các quý tiếp theo.

Hình 4.1 Mô hình VAR cơ sở: Hàm phản ứng đẩy của GDI, CPI, i1 đối với một cú

sốc ngoài kỳ vọng trong chính sách tiền tệ thắt chặt (Nguồn : tính toán bởi tác giả)

Theo sau một chính sách tiền tệ thắt chặt bằng việc gia tăng lãi suất bình quân liên

ngân hàng, GDP của nền kinh tế có sự sụt giảm đáng kể bắt đầu từ quý thứ 2. Đồ thị

của hàm phản ứng đẩy hầu như nằm dưới đường căn bản trong khoảng 10 quý. Như

vậy một chính sách tiền tệ thắt chặt có ảnh hưởng lớn và lâu dài đến sản lượng của

nền kinh tế.

4.3. Kênh truyền dẫn cho vay của Ngân hàng

Nền kinh tế dựa vào Ngân hàng là một nền kinh tế mà trong đó, thị trường vốn chưa

phát triển và chỉ một phần nhỏ nhu cầu tài chính của doanh nhiệp được đáp ứng

thông qua việc phát hành chứng khoán. Nguồn vốn ngân hàng giữ vai trò thống trị.

Các doanh nghiệp vay mượn nhiều từ các ngân hàng, nơi mà đến lượt họ, nguồn tái

cấp vốn được thực hiện bởi Ngân hàng Trung ương. Hình 4.2 thể hiện tỷ lệ tiền gửi

Ngân hàng so với GDP, tỷ số này càng cao cho thấy ngân hàng giữ vai trò quan

trọng và là kênh lựa chọn đầu tư của khu vực tư nhân. Tác giả so sánh tỷ lệ này với

Nhật và Đức, đây được coi là hai nền kinh tế dựa vào Ngân hàng, nhận thấy tỷ số

của Việt Nam mặc dù thấp nhất trong ba nước nhưng lại có sự gia tăng theo thời

gian. Hệ thống tài chính ngân hàng của Việt Nam chưa phát triển và người dân vẫn

sử dụng tiền mặt trong lưu thông và giao dịch là chủ yếu. Tỷ lệ dư nợ cho vay của

Ngân hàng đối với GDP của Việt Nam gia tăng đáng kể qua các năm và gần như hội

tụ lại vào năm 2010 với Nhật Bản và Đức (xem hình 4.3). Gia tăng tỷ lệ này cũng

đồng nghĩa với việc nền kinh tế càng phụ thuộc và ngân hàng. Tín dụng Ngân hàng

không chỉ là đòn bẩy kinh tế mà còn là công cụ để NHNN điều tiết sản xuất, điều

chỉnh chiến lược kinh tế, phân công lao động xã hội, tiết kiệm phát hành tiền vào

lưu thông, sử dụng có hiệu quả vốn tiền tệ tạm thời nhàn rỗi trong xã hội, góp phần

kiềm chế lạm pháp, ổn định sức mua của đồng tiền. Rõ ràng thông qua vai trò tín

dụng với hoạt động của các NHTM và các TCTD, NHTW có thể sử dụng các công

250.00

200.00

150.00

100.00

50.00

0.00

2000

2001

2002

2003

2004

2005

2006

2007

2008

2009

2010

2011

2012

2013

Germany

Japan

Vietnam

cụ chính sách tiền tệ để thúc đẩy tăng trưởng kinh tế và kiềm chế lạm phát.

Hình 4.2. Tỷ lệ tiền gửi Ngân hàng so với GDP (Đơn vị tính %, Nguồn WorldBank)

250.00

200.00

150.00

Germany

Japan

100.00

Vietnam

50.00

0.00

Hình 4.3. Dư nợ cho vay khu vực tư nhân của các Ngân hàng trên GDP

(Đơn vị tính % Nguồn: Worldbank )

Kênh cho vay ngân hàng, tác giả tập trung vào khuếch đại sự tác động của một cú

sốc chính sách tiền tệ thắt chặt ngoài kỳ vọng truyền dẫn thông qua tín dụng của

Ngân hàng thể hiện ở lãi suất cho vay và dư nợ tính dụng của ngân hàng. Trong mô

hình IS-LM chuẩn, một chính sách tiền tệ thắt chặt làm giảm cung tiền của tiền gửi.

Sự thiếu hụt của cung tiền gửi tạo nên một sự gia tăng trong lãi suất của trái phiếu,

dẫn đến một sự dịch chuyển hướng vào trong của đường LM, kết quả là một sự sụt

giảm trong đầu tư và tổng cầu. Cơ chế truyền dẫn được biết đến khá phổ biến như

kênh tiền tệ. Tuy nhiên, trong kênh cho vay của Ngân hàng, ảnh hưởng của chính

sách tiền tệ thắt chặt được truyền dẫn thông qua những thay đổi trong hoạt động cho

vay của ngân hàng, lãi suất của trái phiếu và các khoản vay xác định đầu tư và tổng

cầu. Do đó, một chính sách tiền tệ thắt chặt làm giảm không chỉ cung tiền gửi, mà

còn cung tín dụng. Sự thiếu hụt của cung tín dụng tạo nên một sự gia tăng trong lãi

suất của các khoản vay. Dẫn đến, có một sự sụt giảm mạnh hơn trong tổng cầu và

đầu tư. Để xác định tầm quan trọng của kênh cho vay Ngân hàng, tác giả xử lý theo

ba bước. Đầu tiên, tác giả xác định phản ứng của lãi suất trên các khoản vay đối với

một chính sách tiền tệ thắt chặt. Thứ hai, tác giả xác định tác động của một chính

sách tiền tệ thắt chặt lên khoản vay. Thứ 3, giả sử một chính sách tiền tệ thắt chặt

làm giảm tổng cầu, tác giả xác định tác động của chính sách tiền tệ thắt chặt truyền

dẫn qua kênh cho vay như thế nào. Bước thứ ba cho chúng ta không chỉ đại diện của

kênh cho vay của Ngân hàng, mà còn thể hiện tầm quan trọng trong truyền dẫn của

các cú sốc chính sách tiền tệ.

Trong nghiên cứu này, để phân tích kênh truyền dẫn ngân hàng, tác giả phân tích

tác động của một sự gia tăng lãi suất bình quân liên ngân hàng lên lãi suất cho vay

cơ bản và các khoản vay thương mại của ngân hàng, từ đó tác động lên cung tiền

gửi, cung tính dụng, đầu tư và sản lượng của nền kinh tế.

4.3.1 Kênh ngân hàng thông qua lãi suất cho vay

Tác giả xác định tác động của một cú sốc trong lãi suất liên ngân hàng lên lãi suất

cho vay (I2) bằng cách sử dụng véc tơ các biến nội sinh sau:

Y’t = [GDP Prices I1 I2]

Kiểm định độ trễ tối ưu và kiểm định phần dư cho thấy mô hình VAR phù hợp ở độ

trễ là 5 (xem bảng 4.6 và 4.7). Như vậy ta có thể viết lại các biến ngoại sinh trong

kênh cho vay ngân hàng như sau:

, ius, yus, i2(-1), i2(-2), i2(-3), i2(-4), i2(-5)]

X’t = [compiworld

Bảng 4-6 Lựa chọn độ trễ tối ưu trong mô hình VAR của kênh cho vay Ngân hàng

(Nguồn : tự tính toán bởi tác giả)

LR

FPE

AIC

SC

HQ

Độ trễ LogL

-1040.076 NA 1.14e+12 39.11394 39.70327 39.34122

-883.4985 266.7624 6.31e+09 33.90735 35.08601* 34.36191

-858.4731 38.92841 4.61e+09 33.57308 35.34106 34.25492

-834.0218 34.41286 3.52e+09 33.26007 35.61738 34.16919

-806.0305 35.24828* 2.43e+09 32.81595 35.76259 33.95235

-783.3518 25.19861 2.14e+09* 32.56858* 36.10456 33.93227*

* Độ trễ được chọn có mức nghĩa thống kê tại mức 5%

Bảng 4-7 Kiểm định tự tương quan phần dư trong mô hình VAR của kênh cho vay Ngân

hàng (Nguồn : tính toán bởi tác giả)

Giả thuyết Ho: Không có tương quan phần dư ở độ trễ thứ h

Độ trễ

Thống kê LM

Giá trị p-value

15.11026 0.5166

25.45573 0.0622

26.39606 0.0487

25.12244 0.0677

23.56271 0.0995

18.65460 0.2870

16.56368 0.4144

13.30849 0.6501

10.13920 0.8593

18.39834 0.3011

29.78612 0.0191

32.36073 0.0090

Bảng 4-8 Kiểm định phương sai thay đổi của phần dư trong mô hình VAR của kênh cho

vay Ngân hàng (Nguồn : tính toán bởi tác giả)

Giả thuyết Ho: Không có phương sai thay đổi trong phần dư

Giá trị Chi bình phương 504.3197 Bậc tự do 460 Giá trị p-value 0.0751

Hình 4.4. Kênh cho vay Ngân hàng: Hàm phản ứng đẩy của GDI, CPI, i2 đối với một cú

sốc ngoài kỳ vọng trong chính sách tiền tệ thắt chặt (Nguồn : tính toán bởi tác giả)

Hình 4.4 xem xét tác động của một cú sốc dương trong lãi suất bình quân liên ngân

hàng tương ứng với chính sách tiền tệ thắt chặt tới các chỉ số GDP, CPI và lãi suất

cho vay cơ bản (i2) thông qua kênh cho vay của ngân hàng. Phản ứng của lãi suất

cho vay cơ bản khi gặp cú sốc của chính sách tiền tệ là sự tăng tức thời khoảng 0.38

điểm cơ bản ngay trong quý thứ 1, sau đó sụt giảm mạnh trở về đường cơ bản kéo

dài từ quý 3 đến quý 7. Tiếp đó, gia tăng trở lại và chưa có dấu hiệu tắt sau 10 quý.

Như vậy khi lãi suất chính sách hay lãi suất bình quân liên ngân hàng gia tăng sẽ lập

tức tác động đến lãi suất cho vay của ngân hàng thể hiện ở một sự gia tăng mạnh ở

quý đầu tiên. Tuy nhiên, dưới sự tác động qua lại của tác biến số trong nền kinh tế

đã kéo lãi suất trở về trạng thái ban đầu sau 3 quý. Có thể thấy kênh ngân hàng chịu

tác động trực tiếp và tức thì thông qua lãi suất cho vay cơ bản.

Trong kênh truyền dẫn cho vay Ngân hàng thông qua lãi suất cho vay, CPI nhìn

chung không có sự thay đổi đáng kể so với đường cơ bản. So với mô hình chuẩn, thì

hàm phản ứng của CPI trong mô hình có tính đến sự truyền dẫn của kênh cho vay

Ngân hàng ít biến động hơn. Như vậy, có thể nói lạm phát được kiểm soát hiệu quả

thông qua kênh cho vay Ngân hàng.

Dưới tác động của chính sách tiền tệ thắt chặt, phản ứng của GDP trong kênh cho

vay ngân hàng là lớn và rõ rệt nhất so với hai kênh còn lại. Một chính sách tiền tệ

thắt chặt đại diện bởi sự gia tăng trong lãi suất bình quân liên ngân hàng, làm cho

GDP truyền dẫn qua kênh Ngân hàng tăng nhẹ ở quý 2 và bắt đầu xu hướng giảm ở

quý tiếp theo. Cụ thể, GDP sụt giảm mạnh ở quý thứ 5 gần 50,000 điểm cơ bản và

hàm phản ứng hầu như nằm dưới đường cơ bản trong khoảng 10 quý. Hình dạng

của hàm phản ứng đẩy trong kênh ngân hàng thông qua lãi suất cho vay giống một

cách tương đối so với trong mô hình VAR chuẩn, tuy nhiên mức độ biến động hay

thay đổi lớn hơn. Kết quả này một lần nữa cho thấy nền kinh tế Việt Nam là nền

kinh tế Ngân hàng và tác động của kênh này sau một chính sách tiền tệ là đáng kể

đến hoạt động kinh tế thực.

4.3.2.Kênh cho vay ngân hàng thể hiện ở dư nợ tín dụng của ngân hàng

Chính sách tiền tệ truyền dẫn qua kênh cho vay ngân hàng còn thể hiện ở các khoản

vay mà ngân hàng cung cấp cho khu vực kinh tế. Có thể tóm tắt lại cơ chế truyền

dẫn này như sau, khi lãi suất chính sách thay đổi sẽ tác động đến lãi suất cho vay

của các ngân hàng, từ đó ảnh hưởng đến các khoản cung tín dụng cho nền kinh tế và

tác động đến hoạt động sản xuất kinh doanh, đầu tư, tiết kiệm và tiêu dùng của hoạt

động kinh tế thực.

Để phân tích tác động của chính sách tiền tệ thắt chặt lên các khoản tín dụng của

ngân hàng, giá cả và GDP, tác giả đưa thêm tín dụng ngân hàng đối với nền kinh tế

vào mô hình VAR cơ sở và hình thành mô hình VAR mở rộng của kênh cho vay

ngân hàng như sau:

Y’t = [GDP Prices I1 Loans ]

Kiểm định độ trễ tối ưu và kiểm định phần dư cho thấy mô hình VAR phù hợp ở độ

trễ là 5 (xem bảng 4.9 và 4.10). Như vậy ta có thể viết lại các biến ngoại sinh trong

kênh cho vay ngân hàng như sau:

, ius, yus, Loans (-1), Loans (-2), Loans(-3), Loans(-4), Loans(-5)]

X’t = [compiworld

Bảng 4-9 Lựa chọn độ trễ tối ưu trong mô hình VAR của kênh cho vay Ngân hàng

(Nguồn : tính toán bởi tác giả)

Độ trễ LogL

LR

FPE

AIC

SC

HQ

-1411.209 NA

1.06e+18

52.85961

53.44894

53.08689

-1174.364

403.5151

3.01e+14

44.68013

45.85879

45.13470

-1071.969

159.2802

1.25e+13

41.48034

43.24833

42.16218

-1029.230

60.15148

4.86e+12

40.49000

42.84731

41.39912

-966.5359

78.94809

9.29e+11

38.76059

41.70723*

39.89700

-942.8619

26.30445*

7.87e+11*

38.47637*

42.01234

39.84005*

* Độ trễ được chọn có mức nghĩa thống kê tại mức 5%

Bảng 4-10 Kiểm định tự tương quan phần dư trong mô hình VAR của kênh cho vay

Ngân hàng (Nguồn : tính toán bởi tác giả)

Giả thuyết Ho: Không có tương quan phần dư ở độ trễ thứ h

Độ trễ

Thống kê LM

Giá trị p-value

0.9396

8.296119

0.0251

28.83799

0.0203

29.58742

0.0046

34.54499

0.0837

24.27219

0.8711

9.913427

0.0048

34.38465

0.3611

17.38598

0.1806

20.94717

0.6579

13.20239

0.0025

36.44041

0.9385

8.327201

Bảng 4-11 Kiểm định phương sai thay đổi của phần dư trong mô hình VAR của kênh cho

vay Ngân hàng (Nguồn : tính toán bởi tác giả)

Giả thuyết Ho: Không có phương sai thay đổi trong phần dư

490.6236

460

0.1563

Giá trị Chi bình phương Bậc tự do Giá trị p-value

Hình 4.5 thể hiện phản ứng của các biến số kinh tế thực như sản lượng quốc gia, giá

cả hàng hóa và các khoản vay của ngân hàng trước một cú sốc dương trong lãi suất

bình quân liên ngân hàng.

CPI trong kênh truyền dẫn ngân hàng thông qua các khoản vay theo sau một sự gia

tăng lãi suất chính sách là một sự sụt giảm nhẹ ở quý 2, sau đó gia tăng và kéo dài

khoản 5 quý tiếp theo. Phản ứng của CPI trong kênh cho vay ngân hàng thể hiện rõ

nét một sự gia tăng so với các kênh còn lại.

Sản lượng của nền kinh tế GDP phản ứng đối với một sốc dương trong lãi suất bình

quân liên ngân hàng, bắt đầu bằng một gia tăng khoản 20,000 điểm cơ bản ở quý

thứ 2 và sau đó là một sự sụt giảm kéo dài khoản 5 quý.

Hình 4.5 Kênh cho vay Ngân hàng: Hàm phản ứng đẩy của GDI, CPI, Loans đối với một

cú sốc ngoài kỳ vọng trong chính sách tiền tệ thắt chặt. (Nguồn : tính toán bởi tác giả)

35.00

30.00

25.00

20.00

15.00

10.00

5.00

2004

2005

2006

2007

2008

2009

2010

2011

2012

2013

2014

4.4. Kênh tài Sản

Hình 4.6. Mức độ vốn hóa thị trường trên GDP của Việt Nam giai đoạn 2004-2014

(Nguồn Worldbank)

160

140

120

100

Canada

Germany

United States

Vietnam

2009

2010

2011

2012

2013

2014

Hình 4.7. Mức độ vốn hóa thị trường trên GDP của Việt Nam, Canada, Đức, và Hoa Kỳ

giai đoạn 2004-2014 (Nguồn Worldbank)

Những cú sốc chính sách tiền tệ được tuyền dẫn đến giá cả tài sản, sau đó tác động

đến GDP và giá cả. Mức độ phát triển của thị trường vốn trong một quốc gia có thể

được xác định bằng các tham số khác nhau chẳng hạn như mức độ vốn hóa thị trường

của các công ty niêm yết, cổ phiếu niêm yết và khối lượng giao dịch. Hình 4.5 cho

thấy vốn hóa thị trường của các công ty niêm yết gia tăng một các rõ rệt ở Việt Nam.

Tuy nhiên, nó vẫn còn thấp hơn so với các nước đã phát triển (Hình 4.6). Điều này

gợi ý rằng thị trường vốn của Việt Nam thì không phát triển đầy đủ và kênh giá tài

sản thì không có tác động đáng kể đến việc truyền dẫn chính sách tỷ giá.

Tác giả xác định kênh giá tài sản bằng cách sử dụng véc tơ các biến nội sinh như sau:

Y’t = [GDP Prices I1 Vni]

Với Vni là chỉ số thị trường chứng khoán VN index.

Kiểm định độ trễ tối ưu và kiểm định phần dư cho thấy mô hình VAR phù hợp ở độ

trễ là 5 (xem bảng 4.12, 4.13 và 4.14). Như vậy ta có thể viết lại các biến ngoại sinh

trong kênh tài sản như sau:

, ius, yus, vni(-1), vni(-2), vni(-3), vni(-4), vni(-5)]

X’t = [compiworld

Bảng 4-12 Lựa chọn độ trễ tối ưu trong mô hình VAR của kênh tài sản

(Nguồn : tính toán bởi tác giả)

Độ trễ LogL

LR

FPE

AIC

SC

HQ

-1317.484 NA 3.31e+16 49.38829 49.97762 49.61557

-1151.215 283.2721 1.28e+14 43.82280 45.00145* 44.27736

-1127.163 37.41523 9.68e+13 43.52455 45.29254 44.20639

-1102.256 35.05467 7.26e+13 43.19465 45.55197 44.10377

-1085.130 21.56549 7.51e+13 43.15296 46.09961 44.28937

-1056.580 31.72181* 5.31e+13* 42.68816* 46.22413 44.05185*

* Độ trễ được chọn có mức nghĩa thống kê tại mức 5%

Bảng 4-13 Kiểm định tự tương quan phần dư trong mô hình VAR của kênh tài sản

(Nguồn : tính toán bởi tác giả)

Giả thuyết Ho: Không có tương quan phân phần dư ở độ trễ thứ h

Độ trễ

Thống kê LM

Giá trị p-value

27.38872 0.0374

17.66976 0.3436

42.86175 0.0003

22.85821 0.1176

21.07245 0.1757

22.89055 0.1167

20.38420 0.2034

29.35369 0.0217

18.83606 0.2773

23.66525 0.0971

27.52170 0.0360

20.39560 0.2029

Bảng 4-14 Kiểm định phương sai thay đổi của phần dư trong mô hình VAR của kênh tài

sản (Nguồn : tính toán bởi tác giả)

Giả thuyết Ho: Không có phương sai thay đổi trong phần dư

Giá trị chi bình phương Bậc tự do Giá trị p-value

491.9342 460 0.1466

Hình 4.8. Kênh tài sản: Hàm phản ứng đẩy của GDI, CPI, VN index đối với một cú sốc

ngoài kỳ vọng trong chính sách tiền tệ thắt chặt (Nguồn : tính toán bởi tác giả)

Những cú sốc của chính sách tiền tệ được truyền tới giá tài sản thông qua thị trường

chứng khoán, từ đó ảnh hưởng tới GDP và giá cả hàng hóa. Một sự thắt chặt trong

tiền tệ hay sự gia tăng lãi suất bình quân liên ngân hàng làm gia tăng chỉ số VN

index tăng khoản trên 30 điểm cơ bản và kéo dài 6 quý, sau đó trở về đường cơ bản.

Thị trường chứng khoán phản ứng cùng chiều với một chính sách tiền tệ thắt chặt.

Điều này có thể được giải thích là do thị trường chứng khoán Việt Nam chưa phải

mà một kênh truyền dẫn thông tin hoàn hảo. Các nhà đầu từ trên thị trường hoạt

động dựa trên số đông, tâm lý bầy đàn, nên giá cổ phiếu chưa phản ánh hết thực

trạng của nền kinh tế vĩ mô.

Sự gia tăng lãi suất bình quân liên ngân hàng theo một chính sách tiền tệ thắt chặt

truyền dẫn qua kênh tài sản – thị trường chứng khoán làm cho CPI tăng nhẹ và biến

động xoay quanh đường cơ bản. Về cơ bản hàm phản ứng của CPI thể hiện một sự

gia tăng nhẹ của giá cả hàng hóa trước sự gia tăng lãi suất chính sách. So với kênh

cho vay ngân hàng thì kênh thị trường chứng khoản tác động yếu hơn đến việc kiềm

chế lạm phát. Tuy nhiên sự khác biệt trong hàm phản ứng đẩy của CPI trong kênh

tài sản so với mô hình chuẩn cho thấy chính sách tiền tệ Việt Nam thực sự có truyền

dẫn qua kênh tài sản.

Hàm phản ứng của GDP trong kênh tài sản trước một cú sốc dương trong lãi suất

bình quân liên ngân hàng hay chính sách tiền tệ thắt chặt thể hiện một xu hướng

giảm, tuy nhiên về độ lớn thì nhỏ hơn so với mô hình chuẩn và kênh Ngân hàng.

Nguyên nhân chủ yếu là do thị trường chứng khoán của Việt Nam vẫn còn yếu và

chưa phản ứng nhạy với các thông tin được cập nhật từ thị trường. Nhưng có thể

thấy chính sách tiền tệ thực sự có truyền dẫn qua kênh tài sản ở một mức độ nào đó.

4.5. Kênh tỷ giá hối đoái

Tầm quan trọng của kênh tỷ giá trong truyền dẫn của chính sách tiền tệ phụ thuộc

vào bản chất của cơ chế tỷ giá và mức độ mở cửa của nền kinh tế. Để xác định kênh

truyền dẫn tỷ giá, tác giả chia phản ứng của lĩnh vực kinh tế thực đối với một cú sốc

trong lãi suất thành hai bước. Thứ nhất mô tả phản ứng của tỷ giá đối với một cú

sốc lãi suất. Phản ứng của tỷ giá đối với một cú sốc lãi suất phụ thuộc vào bản chất

của cơ chế tỷ giá. Trong cơ chế tỷ giá thả nổi tự do, tỷ giá phản ứng một cách mạnh

mẽ hơn đối với một cú sốc lãi suất. Tuy nhiên, nếu tỷ giá được neo hay quản lý chặt

chẽ, nó sẽ không phản ứng với một cú sốc lãi suất. Thứ hai mô tả phản ứng của nền

kinh tế đối với những thay đổi của tỷ giá. Phản ứng của một lĩnh vực kinh tế thực

đối với những thay đổi trong tỷ giá phụ thuộc tích cực và mức độ mở cửa của nền

kinh tế.

Về thực nghiệm, có nhiều bằng chứng cho thấy mối tương quan thuận giữa chính

sách tiền tệ và tỷ giá. Các nghiên cứu của Faust và Rogers (2003) và Faust et al.

(2003) đã cho thấy tác động của quyết định tăng lãi suất của Fed đến tỷ giá đô la

Mỹ so với đồng Bảng Anh, Mark Đức và đồng Euro, tuy nhiên, cú sốc chính sách

tiền tệ này chỉ giải thích được một phần nhỏ biến động tỷ giá mà thôi. Lobo et al.

(2006) phát hiện rằng quyết định lãi suất của Fed có tương quan thuận với sự thay

đổi giá trị đồng đô la Mỹ. Ngoài ra, các tác giả còn phát hiện ra tác động bất cân

xứng của quyết định lãi suất của Fed. Quyết định cao hơn kỳ vọng thị trường có tác

động mạnh hơn quyết định thấp hơn kỳ vọng đối với các cặp tỷ giá đô la Mỹ và

Bảng Anh, Mark Đức và đô la Canada, tuy nhiên, quyết định thấp hơn kỳ vọng thị

trường lại có tác động mạnh hơn đối với cặp tỷ giá đô la Mỹ và Yên Nhật. Fatum và

Scholnick (2008) cũng phát hiện rằng phần ngoài kỳ vọng trong quyết định thắt

chặt/nới lỏng tiền tệ của Fed có tác động làm tăng/giảm giá đồng đô la Mỹ so với

đồng Bảng Anh, Mark Đức và Yên Nhật.

Tại Việt Nam, chính sách tỷ giá có thể coi là một thành phần trong chính sách tiền

tệ, bao gồm việc lựa chọn chế độ tỷ giá, các công cụ can thiệp và điều tiết tỷ giá

(như mua bán ngoại hối, điều chỉnh lãi suất, xác lập biên độ dao động tỷ giá, phá

giá/nâng giá đồng nội tệ, sử dụng quỹ dự trữ ngoại hối v.v…) để tác động đến cung

cầu ngoại tệ trên thị trường ngoại hối và đạt được mục tiêu của chính sách tiền tệ là

kiểm soát lạm phát và ổn định sức mua của đồng tiền; khuyến khích xuất khẩu, hạn

chế nhập khẩu và góp phần vào tăng trưởng kinh tế.

Sau khi Việt Nam gia nhập sâu hơn vào kinh tế toàn cầu với việc chính thức là

thành viên của Tổ chức Thương mại Thế giới (WTO), tỷ giá đã có những biến động

mạnh so với giai đoạn trước. Việc kiềm chế lạm phát đồng thời ổn định tỷ giá sẽ vi

phạm nguyên tắc bộ ba bất khả thi nếu muốn giữ cho chính sách tiền tệ độc lập. Để

đảm bảo những điều kiện của thị trường ngoại hối tránh những biến động quá mức

là một trong những mục tiêu của chính sách tiền tệ ở Việt Nam. Sự can thiệp thường

xuyên của NHTW Việt Nam để bình ổn tỷ giá làm yếu đi ảnh hưởng của kênh

truyền dẫn tỷ giá. Ngoài ra, quy mô rộng lớn của thị trường trong nước khi so sánh

với tổng kim ngạch xuất khẩu và nhập khẩu cũng gợi ý rằng tỷ giá không đóng vai

trò quan trọng trong cơ chế truyền dẫn của chính sách tiền tệ đối với nền kinh tế

thực.

Để xác định kênh tỷ giá, tác giả sử dụng tác động của một cú sốc lãi suất bình quân

liên ngân hàng vào GDP thông qua tỷ giá. Véc tơ của biến nội sinh bao gồm GDP,

giá cả, lãi suất bình quân liên ngân hàng và tỷ giá thực có hiệu lực (REER)

Y’t = [GDP Prices I1 REER]

Kiểm định độ trễ tối ưu và kiểm định phần dư cho thấy mô hình VAR phù hợp ở độ

trễ là 4 (xem bảng 4.15, 4.16 và 4.17). Như vậy ta có thể viết lại các biến ngoại

sinh trong kênh tỷ giá hối đoái như sau:

, ius, yus, REER(-1), REER(-2), REER(-3), REER(-4) ]

X’t = [compiworld

Bảng 4-15 Lựa chọn độ trễ tối ưu trong mô hình VAR của kênh tỷ giá

(Nguồn : tính toán bởi tác giả)

Độ trễ LogL

LR

FPE

AIC

SC

HQ

-1132.773 NA 3.54e+13 42.54713 43.13646 42.77441

-957.1896 299.1414 9.66e+10 36.63665 37.81531* 37.09121

-932.5306 38.35839 7.16e+10 36.31595 38.08393 36.99779*

-913.1040 27.34118* 6.59e+10 36.18904 38.54635 37.09816

-892.5584 25.87225 6.00e+10* 36.02068* 38.96732 37.15708

-883.8611 9.663598 8.85e+10 36.29115 39.82712 37.65484

* Độ trễ được chọn có mức nghĩa thống kê tại mức 5%

Bảng 4-16 Kiểm định tự tương quan phần dư trong mô hình VAR của kênh tỷ giá

(Nguồn : tính toán bởi tác giả)

Giả thuyết Ho: Không có tương quan phần dư ở độ trễ thứ h

Độ trễ

Thống kê LM

Giá trị p-value

20.28087 0.2078

30.35102 0.0163

20.44438 0.2009

22.83232 0.1183

0.1592 21.52461

0.2144 20.13074

0.1330 22.32401

0.3190 18.08457

0.7507 11.90177

0.3346 17.81838

0.0226 29.19696

0.5449 14.72432

Bảng 4-17 Kiểm định phương sai thay đổi của phần dư trong mô hình VAR của kênh tỷ

giá (Nguồn : tính toán bởi tác giả)

Giả thuyết Ho: Không có phương sai thay đổi trong phần dư

Giá trị Chi bình phương Bậc tự do Giá trị p-value

493.4809 460 0.1357

Hình 4.9. Kênh tỷ giá: Hàm phản ứng đẩy của GDI, CPI, REER đối với một cú sốc ngoài

kỳ vọng trong chính sách tiền tệ thắt chặt. (Nguồn : tính toán bởi tác giả)

Sau một chính sách tiền tệ thắt chặt, tỷ giá thực có hiệu lực (REER) tăng 5 quý đầu

sau đó trở về vị trí cân bằng. Khi lãi suất danh nghĩa trong nước tăng cao, làm tăng

sự hấp dẫn của các khoản tiền gửi bằng nội tệ so với các khoản tiền gửi bằng ngoại

tệ. Làm cho nhu cầu đồng nội tệ tăng cao làm gia tăng tỷ giá REER.

Phản ứng của CPI đối với một sự gia tăng trong lãi suất bình quân liên ngân hàng

hay chính sách tiền tệ thắt chặt trong kênh tỷ giá dường như không đổi trong ngắn

hạn từ quý 1 đến quý 4 và di chuyển xuống dưới đường cơ bản ở quý thứ 5 và quý 6

tại mức -0.2 điểm cơ bản. Tỷ giá của Việt Nam theo cơ chế cố định có điều chỉnh,

nên sự can thiệp của chính phủ vào thị trường này là rất lớn, làm giảm đi vai trò của

thị trường này trong việc thực thi chính sách tiền tệ.

Sản lượng của nền kinh tế đại diện bởi GDP dưới tác động của chính sách tiền tệ

thắt chặt thông qua kênh tỷ giá này có sự tăng nhẹ ở quý 2 và sau đó bắt đầu một xu

hướng giảm. Hàm phản ứng của GDP ở kênh tỷ giá này cũng có xu hướng giảm

như các kênh truyền dẫn khác, tuy nhiên mức độ của nó không mạnh như kênh

Ngân hàng. Đây cũng là nhận định từ nghiên cứu của Phạm Thế Anh (2008) hệ

thống các kênh truyền dẫn chính sách tiền tệ ở Việt Nam chưa thực sự hoạt động

hiệu quả, ngay cả đối với những kênh truyền thống như lãi suất và tỷ giá hối đoái.

CHƯƠNG 5. KẾT LUẬN

Chính sách tiền tệ có vai trò quan trọng đối với nền kinh tế trong nước và các nước

khác. Trong bối cảnh toàn cầu hóa diễn ra nhanh chóng, mức độ hội nhập kinh tế và

tài chính quốc tế sâu rộng cùng với cơ chế tỷ giá linh hoạt sẽ giúp cho thị trường tài

chính của một quốc gia nâng cao khả năng đối phó với các cú sốc chính sách trong

và ngoài nước. Việc tìm hiểu kỹ các kênh truyền tải chính sách tiền tệ kết hợp với

các yếu tố nước ngoài rất quan trọng đối với không chỉ các cơ quan lập chính sách

trong việc tăng cường tính minh bạch và điều chỉnh chính sách cho phù hợp để

giảm thiểu các cú sốc chính sách đối với thị trường, mà còn quan trọng đối với các

nhà đầu tư trong việc tìm ra các quyết định đầu tư khôn ngoan nhằm đón đầu các

giải pháp chính sách có thể được ban hành. Bài nghiên cứu sử dụng mô hình VAR

với các biến nội sinh bao gồm các biến cơ bản phản ánh môi trường kinh tế vĩ mô

như lạm phát đại diện bởi CPI, GDP và chính sách tiền tệ đại diện bởi lãi suất bình

quân liên ngân hàng. Các biến ngoại sinh thể hiện tác động của các nhân tố bên

ngoài nền kinh tế đến kinh tế trong nước như chỉ số giá cả thế giới, GDP của Mỹ,

lãi suất liên bang Mỹ. Tác giả phân tích tác động của chính sách tiền tệ đến nền kinh

tế qua 3 kênh truyền dẫn chính: kênh cho vay ngân hàng đại diện bởi lãi suất cho

vay và dư nợ tín dụng đối với nền kinh tế, kênh tài sản đại diện bởi chỉ số VN index

và kênh tỷ giá đại diện bởi tỷ giá có hiệu lực REER.

Phân tích mô hình VAR cơ sở cho thấy trước một cú sốc dương về lãi suất bình quân

liên ngân hàng trong chính sách tiền tệ thắt chặt, CPI gia tăng nhẹ ở quý thứ 4, về cơ

bản ít biến động và tiệm cận với đường cơ bản. Sản lượng của nền kinh tế sụt giảm

thể hiện ở hàm phản ứng của GDP nằm dưới đường cơ bản bắt đầu từ quý thứ 2.

Phân tích kênh cho vay ngân hàng qua hai đại diện là lãi suất cho vay và dư nợ tính

dụng đối với một cú sốc dương trong lãi suất bình quân liên ngân hàng. Khi lãi suất

chính sách hay lãi suất bình quân liên ngân hàng gia tăng sẽ lập tức tác động đến lãi

suất cho vay của ngân hàng, thể hiện ở một sự gia tăng mạnh ở quý đầu tiên. Tuy

nhiên, dưới sự tác động qua lại của các biến số trong nền kinh tế đã kéo lãi suất trở

về trạng thái ban đầu sau 3 quý.

Trong kênh truyền dẫn cho vay Ngân hàng thông qua lãi suất cho vay và dư nợ tính

dụng, CPI nhìn chung không có sự thay đổi đáng kể so với đường cơ bản. So với

mô hình chuẩn, thì hàm phản ứng của CPI trong mô hình có tính đến sự truyền dẫn

của kênh cho vay Ngân hàng ít biến động hơn. Như vậy, có thể nói lạm phát được

kiểm soát hiệu quả thông qua kênh cho vay Ngân hàng.

Dưới tác động của chính sách tiền tệ thắt chặt, phản ứng của GDP trong kênh cho

vay ngân hàng là lớn và rõ rệt nhất so với hai kênh còn lại. Một chính sách tiền tệ

thắt chặt đại diện bởi sự gia tăng trong lãi suất bình quân liên ngân hàng, làm cho

GDP truyền dẫn qua kênh Ngân hàng tăng nhẹ ở quý 2 và bắt đầu xu hướng giảm ở

quý tiếp theo. Hình dạng của hàm phản ứng đẩy trong kênh truyền dẫn ngân hàng

thông qua lãi suất cho vay giống một cách tương đối so với trong mô hình VAR

chuẩn, tuy nhiên mức độ biến động hay thay đổi lớn hơn. Kết quả này một lần nữa

cho thấy nền kinh tế Việt Nam là nền kinh tế Ngân hàng và tác động của kênh này

sau một chính sách tiền tệ là đáng kể đến hoạt động kinh tế thực.

Những cú sốc của chính sách tiền tệ được truyền tới giá tài sản thông qua thị trường

chứng khoán, từ đó ảnh hưởng tới GDP và giá cả hàng hóa. Một sự thắt chặt trong

tiền tệ hay sự gia tăng lãi suất bình quân liên ngân hàng làm gia tăng chỉ số VN

index tăng khoản trên 30 điểm cơ bản và kéo dài 6 quý, sau đó trở về đường cơ bản.

Thị trường chứng khoáng phản ứng cùng chiều với một chính sách tiền tệ thắt chặt.

Điều này thì phù hợp với lý luận từ lý thuyết đến thực tiễn, sự gia tăng lãi suất danh

nghĩa theo chính sách trong ngắn hạn làm cho các công cụ nợ trở nên hấp dẫn hơn

cổ phiếu trong mắt của nhà đầu tư, dẫn đến, theo sau một chính sách thắt chặt tiền

tệ, sự cân bằng của thị trường chứng khoán phải được thiết lập thông qua sự sụt

giảm giá chứng khoán.

Sự gia tăng lãi suất bình quân liên ngân hàng theo một chính sách tiền tệ thắt chặt

dẫn qua kênh tài sản – thị trường chứng khoán làm cho CPI tăng nhẹ và biến động

xoay quanh đường cơ bản. Về cơ bản hàm phản ứng của CPI thể hiện một sự gia

tăng nhẹ của giá cả hàng hóa trước sự gia tăng lãi suất chính sách. Hàm phản ứng

của GDP thể hiện một xu hướng giảm, tuy nhiên về độ lớn thì nhỏ hơn so với mô

hình chuẩn và kênh Ngân hàng. Nguyên nhân chủ yếu là do thị trường chứng khoán

của Việt Nam vẫn còn yếu và chưa phản ứng nhạy với các thông tin được cập nhật

từ thị trường. Nhưng có thể thấy chính sách tiền tệ thực sự có truyền dẫn qua kênh

tài sản ở một mức độ nào đó.

Sau một chính sách tiền tệ thắt chặt, tỷ giá thực có hiệu lực (REER) tăng 5 quý đầu

sau đó trở về vị trí cân bằng. Khi lãi suất danh nghĩa trong nước tăng cao, làm tăng

sự hấp dẫn của các khoản tiền gửi bằng nội tệ so với các khoản tiền gửi bằng ngoại

tệ. Làm cho nhu cầu đồng nội tệ tăng cao làm gia tăng tỷ giá REER. Phản ứng của

CPI đối với một sự gia tăng trong lãi suất bình quân liên ngân hàng hay chính sách

tiền tệ thắt chặt trong kênh tỷ giá dường như không đổi trong ngắn hạn từ quý 1 đến

quý 4 và di chuyển xuống dưới đường cơ bản ở quý thứ 5 và quý 6 tại mức -0.2

điểm cơ bản. Sản lượng của nền kinh tế đại diện bởi GDP dưới tác động của chính

sách tiền tệ thắt chặt thông qua kênh tỷ giá này có sự tăng nhẹ ở quý 2 và sau đó bắt

đầu một xu hướng giảm. Hàm phản ứng của GDP ở kênh tỷ giá này cũng có xu

hướng giảm như các kênh truyền dẫn khác, tuy nhiên mức độ của nó không mạnh

như kênh Ngân hàng. Nhưng từ đây chúng ta có thể thấy chính sách tiền tệ thực sự

có truyền dẫn qua kênh tỷ giá.

Đề tài nghiên cứu còn nhiều hạn chế vì nền kinh tế Việt Nam còn phụ thuộc nhiều

vào nền kinh tế thế giới, vì vậy các chính sách tiền tệ được ban hành chủ yếu để đối

phó với tình hình kinh tế thế giới nhằm ổn định nền kinh tế Việt Nam. Tuy nhiên,

do những đặc điểm về thị trường ngoại hối, chế độ quản lý tỷ giá của NHNN, thị

trường chứng khoán mà các kênh truyền dẫn chưa thực sự thể hiện được vai trò của

mình, cũng như đưa ra được các kết quả chính xác cho bài nghiên cứu.

Để kênh ngân hàng có thể truyền dẫn chính xác thông tin của chính sách tiền tệ, cần

phải tạo được niềm tin vững chắc cho người dân và doanh nghiệp. Sắp xếp lại các

NHTM, tránh tình trạng có nhiều Ngân hàng thành lập nhưng hoạt động không bền

vững, như vậy sẽ gây hoang mang cho người dân khi gửi tiết kiệm. Xây dựng hình

ảnh chuyên nghiệp, ổn định, giúp người dân có niềm tin để gửi tiền, doanh nghiệp

tin tưởng để nhận nguồn vốn tài trợ. Phát huy và đẩy mạnh vai trò của kênh giá tài

sản thông qua thị trường chứng khoán bằng cách xây dựng một thị trường minh

bạch hơn, hạn chế bất cân xứng thông tin và đa dạng hóa các sản phẩm của thị

trường này.

TÀI LIỆU THAM KHẢO

[1] Albert Ando and Franco Modigliani, The "Life Cycle" Hypothesis of Saving:

Aggregate Implications and Tests, The American Economic Review, Vol.

53, No. 1, Part 1 (Mar., 1963), pp. 55-84.

in Latvia”, Baltic [2] Babich, Veronica, 2001, “Monetary Transmission

Economic Trends, 2001:2, pages 16-28.

[3] Ben SC Fung, 2002. A VAR Analysis of the effects of monetary policy in

East Asia. Monetary and Economic Department. September 2002.

[4] Chu Khánh Lân, 2013. Thực trạng truyền tải chính sách tiền tệ qua kênh tín

dụng tại Việt Nam. Tạp chí Khoa học và Đào tạo Ngân hàng, số 3/2013.

[5] Calvo, G., & Reinhart, C. (2000). Fear of floating. NBER working paper no.

7993. Cambridge: National Bureau of Economic Research.

[6] Charalambos Tsangarides(2010), Monetary Policy Transmission in Mauritius

Using a VAR Analysis, IMF Working Paper

[7] Drobyshevsky, 2010, S. Drobyshevsky, The landmarks of monetary policy,

Ekonomicheskaya Politika, 2 (2010), pp. 27–30 In Russian

(2006) Transmission [8] Era Dabla-Norris and Holger Floerkemeier

Mechanisms of Monetary Policy in Armenia: Evidence from VAR Analysis ,

IMF working paper

[9] Giuseppe De Arcangelis and Giorgio Di Giorgio, 1999. Monetary Policy

Shocks and Transmission in Italy A VAR Analysis, Monetary and Economic

Department September 2002.

[10] Ignaxzop Angeloni and Michael Ehrmann (07/2003), Monetary policy

transimission in the Euro area : any changes after EMU?, Working Paper

No.240

[11] Jesús Crespo-Cuaresma, Ernest Gnan, Doris Ritzberger-Grünwald (2004)

Using pre-EMU money market rates to assess monetary policy in the euro

area, Economic Modelling Volume 21, Issue 6, December 2004, Pages

1003–1014

[12] Kashyap, Anil K, and Jeremy C. Stein, "Monetary Policy and Bank

Lending," in Monetary Policy, edited by N. Gregory Mankiw, University of

Chicago Press, Chicago, 1994.

[13] Keynes and John Maynard (2007) [1936]. The General Theory of

Employment, Interest and Money. Basingstoke, Hampshire: Palgrave

Macmillan. ISBN 0-230-00476-8.

[14] 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,

[15] Mala Raghavan and Param Silvapulle, Structural VAR Approach to

Malaysian Monetary Policy Framework: Evidence from the Pre- and Post-

Asian Crisis Periods (2007)

[16] Mark Gertler and Simon Gilchrist: Monetary Policy, Business Cycles, and

the Behavior of Small Manufacturing FirmsThe Quarterly Journal of

Economics, Vol. 109, No. 2 (May, 1994), pp. 309-340

[17] Modigliani, Franco; Fabozzi, Frank J. (1996). Capital Markets: Institutions

and Instruments. Upper Saddle River, New Jersey: Prentice Hall. ISBN 0-13-

300187-3.

[18] Morsink, James, and Tamim Bayoumi, 2001, “A Peek Inside the Black

Box: The Monetary Transmission Mechanism in Japan”, IMF Staff Papers,

Vol. 48, No. 1, pp. 22–57.

[19] Mr Deepak Mohanty, Executive Director of the Reserve Bank of India, at

the seminar on "Role of banks in Odisha's development", organized by The

Political and Business Daily, Bhubaneswar, 20 August 2012.

[20] Nguyễn Phi Lân, 2010. Cơ chế truyền dẫn tiền tệ dưới góc độ phân tích

định lượng. Tạp chí Ngân hàng, số 18/2010.

[21] Phạm Thế Anh, 2008. Chính sách tiền tệ và lạm phát: Cần một lộ trình kiên

quyết, nhất quán. Tạp chí Tài chính, số 3 (521).

[22] Trần Ngọc Thơ và Nguyễn Hữu Tuấn, 2013. “Cơ chế truyền dẫn chính sách

tiền tệ ở Việt Nam tiếp cận theo mô hình SVAR”. Chuyển Động Chính Sách

Tiền Tệ & Tài Khóa

[23] Sử Đình Thành, 2008. Giá cả tài sản, lạm phát và Chính sách tiền. Tạp chí

Phát triển Kinh tế số 210, tháng 4/2008.

Mean Median Maximum Minimum Std. Dev. Skewness Kurtosis

Jarque-Bera Probability

Sum Sum Sq. Dev.

YUS 14481.74 14604.80 16324.30 12643.30 1021.999 -0.324252 2.220586 2.527277 0.282624 854422.9 60579977 59

COMPI 126.0001 125.4644 203.0901 50.45015 49.83553 0.001734 1.582825 4.937306 0.084699 7434.003 144047.6 59

I1 8.439096 7.716667 18.68333 4.046667 2.917231 1.258834 4.605101 21.91604 0.000017 497.9067 493.5938 59

GDP 220510.3 115161.0 862656.0 58368.00 227599.1 1.557113 3.850277 25.61920 0.000003 13010111 3.00E+12 59

CPI 85.80685 72.43826 144.4794 47.59501 34.41577 0.479443 1.721517 6.278532 0.043315 5062.604 68697.81 59

IUS 1.844350 1.016667 6.520000 0.073333 2.018634 0.881201 2.393742 8.539289 0.013987 108.8167 236.3432 59

Observations

Mean Median Maximum Minimum Std. Dev. Skewness Kurtosis

Jarque-Bera Probability

Sum Sum Sq. Dev.

I2 11.28647 10.81667 20.10000 7.230000 2.657816 1.372498 4.585503 24.70335 0.000004 665.9016 409.7111 59

LOANS 7913.588 6629.747 19384.40 1036.178 5982.639 0.364513 1.631225 5.912348 0.052018 466901.7 2.08E+09 59

REER 107.9673 104.1056 150.8317 85.76707 15.63011 0.805468 2.901142 6.403678 0.040687 6370.071 14169.42 59

VNI 466.2593 427.6000 1071.300 239.3000 179.4384 1.952935 6.941832 75.70156 0.000000 27509.30 1867491. 59

PHỤ LỤC 1. Phương pháp Thống kê mô tả

Observations

2. Phương pháp Kiểm định tính dừng

2.1 Chỉ số Giá cả hàng hóa thế giới (Compi)

Null Hypothesis: COMPI has a unit root Exogenous: Constant Lag Length: 2 (Automatic - based on SIC, maxlag=10)

2.1.1 Tại mức level

Augmented Dickey-Fuller test statistic Test critical values:

1% level 5% level 10% level

t-Statistic -1.531076 -3.552666 -2.914517 -2.595033

*MacKinnon (1996) one-sided p-values.

Augmented Dickey-Fuller Test Equation Dependent Variable: D(COMPI) Method: Least Squares Date: 04/24/16 Time: 13:51 Sample (adjusted): 2001Q2 2015Q1 Included observations: 56 after adjustments

Coefficient

Std. Error

t-Statistic

-0.057265 0.489377 -0.358446 8.347360

0.037401 0.127595 0.135424 5.076762

-1.531076 3.835404 -2.646854 1.644229

Variable COMPI(-1) D(COMPI(-1)) D(COMPI(-2)) C

Prob.* 0.5107 Prob. 0.1318 0.0003 0.0107 0.1062

0.999025 15.43888 8.105546 8.250214 8.161634 1.954102

R-squared Adjusted R-squared S.E. of regression Sum squared resid Log likelihood F-statistic Prob(F-statistic)

0.281757 Mean dependent var 0.240320 S.D. dependent var 13.45647 Akaike info criterion 9415.982 Schwarz criterion -222.9553 Hannan-Quinn criter. 6.799634 Durbin-Watson stat 0.000593

Augmented Dickey-Fuller test statistic Test critical values:

t-Statistic -5.900666 -3.552666 -2.914517 -2.595033

1% level 5% level 10% level

*MacKinnon (1996) one-sided p-values.

Prob.* 0.0000

Augmented Dickey-Fuller Test Equation Dependent Variable: D(COMPI,2) Method: Least Squares Date: 04/24/16 Time: 13:52

2.1.2 Tại sai phân bậc 1 Null Hypothesis: D(COMPI) has a unit root Exogenous: Constant Lag Length: 1 (Automatic - based on SIC, maxlag=10)

Sample (adjusted): 2001Q2 2015Q1 Included observations: 56 after adjustments

Coefficient

Std. Error

t-Statistic

-0.918072 0.399154 1.090161

0.155588 0.134461 1.841304

-5.900666 2.968544 0.592059

Variable D(COMPI(-1)) D(COMPI(-1),2) C

Prob. 0.0000 0.0045 0.5563 -0.445112 17.28305 8.113926 8.222427 8.155992 1.961623

R-squared Adjusted R-squared S.E. of regression Sum squared resid Log likelihood F-statistic Prob(F-statistic)

0.401020 Mean dependent var 0.378417 S.D. dependent var 13.62604 Akaike info criterion 9840.461 Schwarz criterion -224.1899 Hannan-Quinn criter. 17.74191 Durbin-Watson stat 0.000001

2.2 Chỉ số GDP của Mỹ (yus)

Null Hypothesis: YUS has a unit root Exogenous: Constant Lag Length: 1 (Automatic - based on SIC, maxlag=10)

Augmented Dickey-Fuller test statistic Test critical values:

1% level 5% level 10% level

t-Statistic -0.659608 -3.550396 -2.913549 -2.594521

*MacKinnon (1996) one-sided p-values.

Augmented Dickey-Fuller Test Equation Dependent Variable: D(YUS) Method: Least Squares Date: 04/24/16 Time: 13:52 Sample (adjusted): 2001Q1 2015Q1 Included observations: 57 after adjustments

Coefficient

Std. Error

t-Statistic

-0.007559 0.418421 148.3568

0.011459 0.122885 166.2496

-0.659608 3.404971 0.892373

Variable YUS(-1) D(YUS(-1)) C

Prob.* 0.8482 Prob. 0.5123 0.0013 0.3762

R-squared Adjusted R-squared

0.180577 Mean dependent var 0.150228 S.D. dependent var

64.57895 91.24910

2.2.1 Tại mức level

11.75347 11.86100 11.79526 2.015819

S.E. of regression Sum squared resid Log likelihood F-statistic Prob(F-statistic)

84.11624 Akaike info criterion 382079.2 Schwarz criterion -331.9740 Hannan-Quinn criter. 5.950012 Durbin-Watson stat 0.004621

2.2.2 Tại sai phân bậc 1

Null Hypothesis: D(YUS) has a unit root Exogenous: Constant Lag Length: 0 (Automatic - based on SIC, maxlag=10)

Augmented Dickey-Fuller test statistic Test critical values:

t-Statistic -4.780281 -3.550396 -2.913549 -2.594521

1% level 5% level 10% level

*MacKinnon (1996) one-sided p-values.

Augmented Dickey-Fuller Test Equation Dependent Variable: D(YUS,2) Method: Least Squares Date: 04/24/16 Time: 13:53 Sample (adjusted): 2001Q1 2015Q1 Included observations: 57 after adjustments

Coefficient

Std. Error

t-Statistic

-0.584115 39.05676

0.122193 13.38241

-4.780281 2.918515

Prob.* 0.0002 Prob. 0.0000 0.0051

Variable D(YUS(-1)) C

3.210526 98.66798 11.72641 11.79810 11.75427 2.008888

R-squared Adjusted R-squared S.E. of regression Sum squared resid Log likelihood F-statistic Prob(F-statistic)

0.293523 Mean dependent var 0.280678 S.D. dependent var 83.68313 Akaike info criterion 385157.7 Schwarz criterion -332.2027 Hannan-Quinn criter. 22.85108 Durbin-Watson stat 0.000013

2.3 Chỉ số Lãi suất liên bang (ius) của Mỹ

Null Hypothesis: IUS has a unit root Exogenous: Constant Lag Length: 3 (Automatic - based on SIC, maxlag=10)

Augmented Dickey-Fuller test statistic Test critical values:

1% level 5% level 10% level

t-Statistic -2.396362 -3.555023 -2.915522 -2.595565

*MacKinnon (1996) one-sided p-values.

Augmented Dickey-Fuller Test Equation Dependent Variable: D(IUS) Method: Least Squares Date: 04/24/16 Time: 13:53 Sample (adjusted): 2001Q3 2015Q1 Included observations: 55 after adjustments

Coefficient

Std. Error

t-Statistic

-0.057637 0.425091 0.179782 0.149765 0.098598

0.024052 0.128190 0.139882 0.124589 0.058968

-2.396362 3.316092 1.285242 1.202077 1.672061

Variable IUS(-1) D(IUS(-1)) D(IUS(-2)) D(IUS(-3)) C

Prob.* 0.1474 Prob. 0.0203 0.0017 0.2046 0.2350 0.1008 -0.076667 0.432031 0.517856 0.700341 0.588424 1.930805

R-squared Adjusted R-squared S.E. of regression Sum squared resid Log likelihood F-statistic Prob(F-statistic)

0.552900 Mean dependent var 0.517132 S.D. dependent var 0.300213 Akaike info criterion 4.506379 Schwarz criterion -9.241037 Hannan-Quinn criter. 15.45796 Durbin-Watson stat 0.000000

2.3.1 Tại mức level

2.3.2 Tại sai phân bậc 1

Null Hypothesis: D(IUS) has a unit root Exogenous: Constant Lag Length: 0 (Automatic - based on SIC, maxlag=10)

Augmented Dickey-Fuller test statistic Test critical values:

1% level

t-Statistic -3.217609 -3.550396

Prob.* 0.0240

5% level 10% level

-2.913549 -2.594521

*MacKinnon (1996) one-sided p-values.

Augmented Dickey-Fuller Test Equation Dependent Variable: D(IUS,2) Method: Least Squares Date: 04/24/16 Time: 13:54 Sample (adjusted): 2001Q1 2015Q1 Included observations: 57 after adjustments

Coefficient

Std. Error

t-Statistic

-0.317274 -0.034741

0.098605 0.046697

-3.217609 -0.743970

Variable D(IUS(-1)) C

Prob. 0.0022 0.4601

0.000994 0.369928 0.728989 0.800675 0.756849 2.079471

R-squared Adjusted R-squared S.E. of regression Sum squared resid Log likelihood F-statistic Prob(F-statistic)

0.158417 Mean dependent var 0.143115 S.D. dependent var 0.342435 Akaike info criterion 6.449407 Schwarz criterion -18.77620 Hannan-Quinn criter. 10.35301 Durbin-Watson stat 0.002168

2.4 Chỉ số Lãi suất bình quân liên ngân hàng (i1) của Việt Nam

Null Hypothesis: I1 has a unit root Exogenous: Constant Lag Length: 2 (Automatic - based on SIC, maxlag=10)

Augmented Dickey-Fuller test statistic Test critical values:

t-Statistic -2.027362 -3.552666 -2.914517 -2.595033

1% level 5% level 10% level

*MacKinnon (1996) one-sided p-values.

Prob.* 0.2746

Augmented Dickey-Fuller Test Equation Dependent Variable: D(I1) Method: Least Squares Date: 04/24/16 Time: 13:55 Sample (adjusted): 2001Q2 2015Q1

2.4.1 Tại mức level

Included observations: 56 after adjustments

Coefficient

Std. Error

t-Statistic

-0.149016 0.472321 -0.275198 1.265187

0.073502 0.120449 0.124237 0.658051

-2.027362 3.921337 -2.215113 1.922627

Variable I1(-1) D(I1(-1)) D(I1(-2)) C

Prob. 0.0478 0.0003 0.0312 0.0600 -0.039881 1.613675 3.551896 3.696564 3.607983 1.791975

R-squared Adjusted R-squared S.E. of regression Sum squared resid Log likelihood F-statistic Prob(F-statistic)

0.307778 Mean dependent var 0.267842 S.D. dependent var 1.380761 Akaike info criterion 99.13807 Schwarz criterion -95.45309 Hannan-Quinn criter. 7.706799 Durbin-Watson stat 0.000236

2.4.2 Tại sai phân bậc 1

Null Hypothesis: D(I1) has a unit root Exogenous: Constant Lag Length: 1 (Automatic - based on SIC, maxlag=10)

Augmented Dickey-Fuller test statistic Test critical values:

t-Statistic -6.657498 -3.552666 -2.914517 -2.595033

1% level 5% level 10% level

*MacKinnon (1996) one-sided p-values.

Augmented Dickey-Fuller Test Equation Dependent Variable: D(I1,2) Method: Least Squares Date: 04/24/16 Time: 13:56 Sample (adjusted): 2001Q2 2015Q1 Included observations: 56 after adjustments

Coefficient

Std. Error

t-Statistic

-0.963800 0.379286 -0.015220

0.144769 0.116404 0.190169

-6.657498 3.258366 -0.080035

Variable D(I1(-1)) D(I1(-1),2) C

Prob.* 0.0000 Prob. 0.0000 0.0020 0.9365

R-squared Adjusted R-squared S.E. of regression Sum squared resid Log likelihood F-statistic

0.459477 Mean dependent var 0.439080 S.D. dependent var 1.420697 Akaike info criterion 106.9742 Schwarz criterion -97.58316 Hannan-Quinn criter. 22.52656 Durbin-Watson stat

0.053869 1.896928 3.592256 3.700757 3.634321 1.811557

Prob(F-statistic)

0.000000

2.5 Chỉ số GDP của Việt Nam (GDP)

Null Hypothesis: GDP has a unit root Exogenous: Constant Lag Length: 4 (Automatic - based on SIC, maxlag=10)

Augmented Dickey-Fuller test statistic Test critical values:

1% level 5% level 10% level

t-Statistic -0.453160 -3.557472 -2.916566 -2.596116

*MacKinnon (1996) one-sided p-values.

Augmented Dickey-Fuller Test Equation Dependent Variable: D(GDP) Method: Least Squares Date: 04/24/16 Time: 13:56 Sample (adjusted): 2001Q4 2015Q1 Included observations: 54 after adjustments

Coefficient

Std. Error

t-Statistic

-0.028042 -0.201375 -0.032360 -0.349879 0.470778 17797.63

0.061880 0.166579 0.160477 0.159493 0.162998 16423.87

-0.453160 -1.208891 -0.201652 -2.193691 2.888243 1.083644

Variable GDP(-1) D(GDP(-1)) D(GDP(-2)) D(GDP(-3)) D(GDP(-4)) C

Prob.* 0.8919 Prob. 0.6525 0.2326 0.8410 0.0331 0.0058 0.2839

7672.808 106694.5 25.61632 25.83732 25.70155 1.943674

R-squared Adjusted R-squared S.E. of regression Sum squared resid Log likelihood F-statistic Prob(F-statistic)

0.440400 Mean dependent var 0.382108 S.D. dependent var 83868.35 Akaike info criterion 3.38E+11 Schwarz criterion -685.6407 Hannan-Quinn criter. 7.555115 Durbin-Watson stat 0.000027

2.5.1 Tại mức level

Null Hypothesis: D(GDP) has a unit root Exogenous: Constant Lag Length: 3 (Automatic - based on SIC, maxlag=10)

Augmented Dickey-Fuller test statistic Test critical values:

1% level 5% level 10% level

t-Statistic -3.228748 -3.557472 -2.916566 -2.596116

*MacKinnon (1996) one-sided p-values.

Augmented Dickey-Fuller Test Equation Dependent Variable: D(GDP,2) Method: Least Squares Date: 04/24/16 Time: 13:57 Sample (adjusted): 2001Q4 2015Q1 Included observations: 54 after adjustments

Coefficient

Std. Error

t-Statistic

-1.229018 -0.010306 -0.074093 -0.451220 12807.51

0.380648 0.311653 0.247142 0.155900 12086.15

-3.228748 -0.033068 -0.299800 -2.894282 1.059685

Variable D(GDP(-1)) D(GDP(-1),2) D(GDP(-2),2) D(GDP(-3),2) C

Prob.* 0.0236 Prob. 0.0022 0.9738 0.7656 0.0057 0.2945 -6846.062 167921.3 25.58356 25.76772 25.65458 1.917112

R-squared Adjusted R-squared S.E. of regression Sum squared resid Log likelihood F-statistic Prob(F-statistic)

0.773116 Mean dependent var 0.754595 S.D. dependent var 83185.51 Akaike info criterion 3.39E+11 Schwarz criterion -685.7560 Hannan-Quinn criter. 41.74234 Durbin-Watson stat 0.000000

2.5.2 Tại sai phân bậc 1

2.6 Chỉ số CPI của Việt Nam (CPI)

Null Hypothesis: CPI has a unit root Exogenous: Constant Lag Length: 2 (Automatic - based on SIC, maxlag=10)

Augmented Dickey-Fuller test statistic

t-Statistic 0.719795

Prob.* 0.9916

2.6.1 Tại mức level

Test critical values:

1% level 5% level 10% level

-3.552666 -2.914517 -2.595033

*MacKinnon (1996) one-sided p-values.

Augmented Dickey-Fuller Test Equation Dependent Variable: D(CPI) Method: Least Squares Date: 04/24/16 Time: 13:57 Sample (adjusted): 2001Q2 2015Q1 Included observations: 56 after adjustments

Coefficient

Std. Error

t-Statistic

0.004597 0.785018 -0.299300 0.474465

0.006386 0.134746 0.139189 0.536738

0.719795 5.825929 -2.150317 0.883978

Variable CPI(-1) D(CPI(-1)) D(CPI(-2)) C

Prob. 0.4749 0.0000 0.0362 0.3808

1.707874 1.874675 3.645662 3.790330 3.701750 1.861531

R-squared Adjusted R-squared S.E. of regression Sum squared resid Log likelihood F-statistic Prob(F-statistic)

0.436690 Mean dependent var 0.404191 S.D. dependent var 1.447037 Akaike info criterion 108.8836 Schwarz criterion -98.07854 Hannan-Quinn criter. 13.43715 Durbin-Watson stat 0.000001

Null Hypothesis: D(CPI) has a unit root Exogenous: Constant Lag Length: 1 (Automatic - based on SIC, maxlag=10)

Augmented Dickey-Fuller test statistic Test critical values:

t-Statistic -4.097225 -3.552666 -2.914517 -2.595033

1% level 5% level 10% level

*MacKinnon (1996) one-sided p-values.

Prob.* 0.0021

Augmented Dickey-Fuller Test Equation Dependent Variable: D(CPI,2) Method: Least Squares Date: 04/24/16 Time: 13:58 Sample (adjusted): 2001Q2 2015Q1 Included observations: 56 after adjustments

2.6.2 Tại sai phân bậc 1

Coefficient

Std. Error

t-Statistic

-0.476053 0.271998 0.804445

0.116189 0.133310 0.277877

-4.097225 2.040332 2.894965

Variable D(CPI(-1)) D(CPI(-1),2) C

Prob. 0.0001 0.0463 0.0055 -0.016702 1.623491 3.619862 3.728363 3.661928 1.865806

R-squared Adjusted R-squared S.E. of regression Sum squared resid Log likelihood F-statistic Prob(F-statistic)

0.241413 Mean dependent var 0.212787 S.D. dependent var 1.440443 Akaike info criterion 109.9685 Schwarz criterion -98.35614 Hannan-Quinn criter. 8.433358 Durbin-Watson stat 0.000661

2.7 Chỉ số Lãi suất cho vay của Việt Nam (i2)

Null Hypothesis: I2 has a unit root Exogenous: Constant Lag Length: 2 (Automatic - based on SIC, maxlag=10)

Augmented Dickey-Fuller test statistic Test critical values:

t-Statistic -1.652206 -3.552666 -2.914517 -2.595033

1% level 5% level 10% level

*MacKinnon (1996) one-sided p-values.

Augmented Dickey-Fuller Test Equation Dependent Variable: D(I2) Method: Least Squares Date: 04/24/16 Time: 14:00 Sample (adjusted): 2001Q2 2015Q1 Included observations: 56 after adjustments

Coefficient

Std. Error

t-Statistic

-0.118145 0.538794 -0.376535 1.290733

0.071508 0.121136 0.132248 0.833694

-1.652206 4.447861 -2.847185 1.548209

Variable I2(-1) D(I2(-1)) D(I2(-2)) C

R-squared Adjusted R-squared S.E. of regression Sum squared resid

0.346907 Mean dependent var 0.309229 S.D. dependent var 1.220943 Akaike info criterion 77.51649 Schwarz criterion

Prob.* 0.4496 Prob. 0.1045 0.0000 0.0063 0.1276 -0.061071 1.469022 3.305873 3.450541

2.7.1 Tại mức level

3.361961 1.781810

Log likelihood F-statistic Prob(F-statistic)

-88.56445 Hannan-Quinn criter. 9.207062 Durbin-Watson stat 0.000055

2.7.2 Tại sai phân bậc 1

Null Hypothesis: D(I2) has a unit root Exogenous: Constant Lag Length: 1 (Automatic - based on SIC, maxlag=10)

Augmented Dickey-Fuller test statistic Test critical values:

t-Statistic -6.913075 -3.552666 -2.914517 -2.595033

1% level 5% level 10% level

*MacKinnon (1996) one-sided p-values.

Augmented Dickey-Fuller Test Equation Dependent Variable: D(I2,2) Method: Least Squares Date: 04/24/16 Time: 14:01 Sample (adjusted): 2001Q2 2015Q1 Included observations: 56 after adjustments

Coefficient

Std. Error

t-Statistic

-0.962504 0.469735 -0.060041

0.139229 0.121550 0.165876

-6.913075 3.864536 -0.361964

Variable D(I2(-1)) D(I2(-1),2) C

Prob.* 0.0000 Prob. 0.0000 0.0003 0.7188 -0.024643 1.679680 3.321323 3.429824 3.363389 1.829915

R-squared Adjusted R-squared S.E. of regression Sum squared resid Log likelihood F-statistic Prob(F-statistic)

0.474227 Mean dependent var 0.454386 S.D. dependent var 1.240707 Akaike info criterion 81.58578 Schwarz criterion -89.99705 Hannan-Quinn criter. 23.90194 Durbin-Watson stat 0.000000

2.8 Chỉ số Dư nợ tín dụng của nền kinh tế Việt Nam (Loans)

Null Hypothesis: LOANS has a unit root Exogenous: Constant Lag Length: 10 (Automatic - based on SIC, maxlag=10)

2.8.1 Tại mức level

Augmented Dickey-Fuller test statistic Test critical values:

1% level 5% level 10% level

t-Statistic 2.586944 -3.574446 -2.923780 -2.599925

*MacKinnon (1996) one-sided p-values.

Augmented Dickey-Fuller Test Equation Dependent Variable: D(LOANS) Method: Least Squares Date: 04/24/16 Time: 14:03 Sample (adjusted): 2003Q2 2015Q1 Included observations: 48 after adjustments

Coefficient

Std. Error

t-Statistic

0.001394 2.748288 -2.868971 1.382399 -1.219355 2.426211 -2.273886 0.810664 -0.219743 0.443917 -0.295112 10.31348

0.000539 0.159945 0.479254 0.675957 0.702584 0.632473 0.635978 0.711863 0.687626 0.493067 0.167911 4.802691

2.586944 17.18268 -5.986321 2.045099 -1.735529 3.836067 -3.575415 1.138793 -0.319568 0.900318 -1.757546 2.147438

Prob.* 1.0000 Prob. 0.0139 0.0000 0.0000 0.0482 0.0912 0.0005 0.0010 0.2623 0.7511 0.3739 0.0873 0.0386

Variable LOANS(-1) D(LOANS(-1)) D(LOANS(-2)) D(LOANS(-3)) D(LOANS(-4)) D(LOANS(-5)) D(LOANS(-6)) D(LOANS(-7)) D(LOANS(-8)) D(LOANS(-9)) D(LOANS(-10)) C

370.7625 207.2989 8.232309 8.700109 8.409091 1.706859

R-squared Adjusted R-squared S.E. of regression Sum squared resid Log likelihood F-statistic Prob(F-statistic)

0.996826 Mean dependent var 0.995856 S.D. dependent var 13.34387 Akaike info criterion 6410.117 Schwarz criterion -185.5754 Hannan-Quinn criter. 1027.910 Durbin-Watson stat 0.000000

2.8.2 Tại sai phân bậc 1

Null Hypothesis: D(LOANS) has a unit root Exogenous: Constant Lag Length: 10 (Automatic - based on SIC, maxlag=10)

Augmented Dickey-Fuller test statistic Test critical values:

1% level 5% level

t-Statistic -8.030776 -3.653730 -2.957110

Prob.* 0.0000

10% level

-2.617434

*MacKinnon (1996) one-sided p-values.

Augmented Dickey-Fuller Test Equation Dependent Variable: D(LOANS,2) Method: Least Squares Date: 04/24/16 Time: 18:29 Sample (adjusted): 2007Q2 2015Q1 Included observations: 32 after adjustments

Coefficient

Std. Error

t-Statistic

-0.172561 1.252279 0.019887 0.222330 -1.776520 2.214443 -0.075909 0.212923 -2.089604 2.534412 -0.153857 46.83102

0.021488 0.125755 0.247631 0.242666 0.247090 0.325495 0.510421 0.510367 0.523115 0.627869 0.771506 15.04915

-8.030776 9.958080 0.080308 0.916199 -7.189768 6.803301 -0.148718 0.417195 -3.994538 4.036528 -0.199424 3.111872

Variable D(LOANS(-1)) D(LOANS(-1),2) D(LOANS(-2),2) D(LOANS(-3),2) D(LOANS(-4),2) D(LOANS(-5),2) D(LOANS(-6),2) D(LOANS(-7),2) D(LOANS(-8),2) D(LOANS(-9),2) D(LOANS(-10),2) C

Prob. 0.0005 0.0002 0.9391 0.4016 0.0008 0.0010 0.8876 0.6938 0.0104 0.0100 0.8498 0.0265

6.309357 80.20703 5.170033 6.406748 5.579969 2.188072

0.999694 Mean dependent var 0.998104 S.D. dependent var 3.492008 Akaike info criterion 60.97061 Schwarz criterion -55.72053 Hannan-Quinn criter. 628.8251 Durbin-Watson stat 0.000000

R-squared Adjusted R-squared S.E. of regression Sum squared resid Log likelihood F-statistic Prob(F-statistic)

2.9 Chỉ số Tỷ giá hối đoái thực của Việt Nam (REER)

Null Hypothesis: REER has a unit root Exogenous: Constant Lag Length: 2 (Automatic - based on SIC, maxlag=10)

t-Statistic

Prob.*

2.9.1 Tại mức level

Augmented Dickey-Fuller test statistic Test critical values:

1% level 5% level 10% level

1.248598 -3.552666 -2.914517 -2.595033

*MacKinnon (1996) one-sided p-values.

Augmented Dickey-Fuller Test Equation Dependent Variable: D(REER) Method: Least Squares Date: 04/24/16 Time: 14:01 Sample (adjusted): 2001Q2 2015Q1 Included observations: 56 after adjustments

Coefficient

Std. Error

t-Statistic

0.035622 0.441692 -0.240897 -3.121179

0.028530 0.140149 0.145399 3.036912

1.248598 3.151589 -1.656799 -1.027748

Variable REER(-1) D(REER(-1)) D(REER(-2)) C

0.9981 Prob. 0.2174 0.0027 0.1036 0.3088

0.870086 3.117765 4.984787 5.129455 5.040875 1.887462

R-squared Adjusted R-squared S.E. of regression Sum squared resid Log likelihood F-statistic Prob(F-statistic)

0.222881 Mean dependent var 0.178047 S.D. dependent var 2.826617 Akaike info criterion 415.4677 Schwarz criterion -135.5740 Hannan-Quinn criter. 4.971262 Durbin-Watson stat 0.004155

2.9.2 Tại sai phân bậc 1

Null Hypothesis: D(REER) has a unit root Exogenous: Constant Lag Length: 1 (Automatic - based on SIC, maxlag=10)

Augmented Dickey-Fuller test statistic Test critical values:

t-Statistic -4.478755 -3.552666 -2.914517 -2.595033

1% level 5% level 10% level

*MacKinnon (1996) one-sided p-values.

Prob.* 0.0006

Augmented Dickey-Fuller Test Equation Dependent Variable: D(REER,2) Method: Least Squares Date: 04/24/16 Time: 14:02 Sample (adjusted): 2001Q2 2015Q1 Included observations: 56 after adjustments

Coefficient

Std. Error

t-Statistic

-0.702111 0.193266 0.639029

0.156765 0.141043 0.393772

-4.478755 1.370261 1.622839

Variable D(REER(-1)) D(REER(-1),2) C

Prob. 0.0000 0.1764 0.1106

0.157034 3.331376 4.978613 5.087114 5.020679 1.869640

R-squared Adjusted R-squared S.E. of regression Sum squared resid Log likelihood F-statistic Prob(F-statistic)

0.298938 Mean dependent var 0.272483 S.D. dependent var 2.841484 Akaike info criterion 427.9237 Schwarz criterion -136.4012 Hannan-Quinn criter. 11.29980 Durbin-Watson stat 0.000082

2.10 Chỉ số VN index (vni)

Null Hypothesis: VNI has a unit root Exogenous: Constant Lag Length: 3 (Automatic - based on SIC, maxlag=10)

Augmented Dickey-Fuller test statistic Test critical values:

1% level 5% level 10% level

t-Statistic -3.717457 -3.555023 -2.915522 -2.595565

*MacKinnon (1996) one-sided p-values.

Augmented Dickey-Fuller Test Equation Dependent Variable: D(VNI) Method: Least Squares Date: 04/24/16 Time: 14:02 Sample (adjusted): 2001Q3 2015Q1 Included observations: 55 after adjustments

Coefficient

Std. Error

t-Statistic

-0.275258 0.445555 -0.065513 0.395484 130.1135

0.074045 0.125309 0.132573 0.130551 36.21890

-3.717457 3.555645 -0.494164 3.029346 3.592419

Variable VNI(-1) D(VNI(-1)) D(VNI(-2)) D(VNI(-3)) C

Prob.* 0.0064 Prob. 0.0005 0.0008 0.6234 0.0039 0.0007

R-squared

0.323975 Mean dependent var

3.392727

2.10.1 Tại mức level

98.43458 11.78860 11.97109 11.85917 1.944887

Adjusted R-squared S.E. of regression Sum squared resid Log likelihood F-statistic Prob(F-statistic)

0.269893 S.D. dependent var 84.10868 Akaike info criterion 353713.5 Schwarz criterion -319.1866 Hannan-Quinn criter. 5.990452 Durbin-Watson stat 0.000511

3. Mô hình VAR cơ sở

VAR Lag Order Selection Criteria Endogenous variables: GDP CPI I1 Exogenous variables: C IUS YUS COMPI Date: 04/24/16 Time: 17:55 Sample: 2000Q3 2015Q1 Included observations: 54

Lag 0 1 2 3 4 5

LogL -979.3158 -840.1474 -829.5891 -818.9159 -802.4845 -792.6149

LR NA 242.2561 17.20612 16.20744 23.12562* 12.79403

FPE 1.77e+12 1.43e+10 1.36e+10 1.30e+10 1.02e+10* 1.02e+10

AIC 36.71540 31.89435 31.83663 31.77466 31.49943 31.46722*

* 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 37.15740 32.66784* 32.94162 33.21115 33.26741 33.56670

HQ 36.88586 32.19265 32.26278 32.32866 32.18127* 32.27691

3.1 Chọn độ trễ tối ưu là 5

3.2 Kiểm định tự tương quan của phần dư VAR Residual Serial Correlation LM Tests Null Hypothesis: no serial correlation at lag order h Date: 04/24/16 Time: 17:54 Sample: 2000Q3 2015Q1 Included observations: 54

Lags 1 2 3 4

LM-Stat 33.72758 14.22058 25.73706 18.51760

Prob 0.0001 0.1147 0.0023 0.0296

5 6 7 8 9 10 11 12

16.13485 16.21232 22.53408 19.87272 13.78539 14.90069 29.11066 12.82558

0.0641 0.0626 0.0073 0.0187 0.1302 0.0937 0.0006 0.1707

Probs from chi-square with 9 df. 3.3 Kiểm định phương sai thay đổi của phần dư VAR Residual Heteroskedasticity Tests: No Cross Terms (only levels and squares) Date: 04/24/16 Time: 17:52 Sample: 2000Q3 2015Q1 Included observations: 54

Joint test:

Chi-sq

Prob.

283.8712

252

0.0818

Individual components: R-squared 0.959673 0.958114 0.984933 0.941900 0.961881 0.932049

Dependent res1*res1 res2*res2 res3*res3 res2*res1 res3*res1 res3*res2

F(42,10) 5.666073 5.446238 15.56418 3.859956 6.008013 3.265843

Prob. 0.0029 0.0034 0.0000 0.0132 0.0023 0.0245

Prob. 0.1641 0.1660 0.1345 0.1876 0.1613 0.2016

Chi-sq(42) 50.86269 50.78003 52.20144 49.92072 50.97969 49.39861

3.4 Mô hình VAR Vector Autoregression Estimates Date: 04/24/16 Time: 17:56 Sample (adjusted): 2001Q4 2015Q1 Included observations: 54 after adjustments Standard errors in ( ) & t-statistics in [ ]

GDP(-1)

GDP 0.544520 (0.16204) [ 3.36037]

CPI 4.55E-07 (2.3E-06) [ 0.19442]

I1 -8.74E-07 (2.1E-06) [-0.42529]

GDP(-2) GDP(-3) GDP(-4) GDP(-5) CPI(-1) CPI(-2) CPI(-3) CPI(-4) CPI(-5) I1(-1) I1(-2) I1(-3) I1(-4) I1(-5)

0.151132 (0.16815) [ 0.89878] -0.350432 (0.16728) [-2.09489] 0.613602 (0.18747) [ 3.27305] -0.621728 (0.20695) [-3.00428] -17783.83 (12234.9) [-1.45353] 31184.10 (18957.0) [ 1.64499] 7600.266 (19313.0) [ 0.39353] -7320.033 (18701.4) [-0.39142] -8586.524 (12033.4) [-0.71356] 2424.647 (12903.7) [ 0.18790] -31885.68 (15281.3) [-2.08658] 20078.25 (16381.7) [ 1.22565] -26810.70 (13518.0) [-1.98334] 8846.356

4.63E-07 (2.4E-06) [ 0.19067] 5.74E-07 (2.4E-06) [ 0.23774] -3.95E-06 (2.7E-06) [-1.46089] 4.75E-06 (3.0E-06) [ 1.59024] 1.177631 (0.17659) [ 6.66860] -0.718684 (0.27362) [-2.62660] 0.594739 (0.27875) [ 2.13356] -0.241275 (0.26993) [-0.89385] 0.111496 (0.17368) [ 0.64195] -0.055968 (0.18625) [-0.30050] 0.193374 (0.22056) [ 0.87673] -0.088747 (0.23645) [-0.37533] 0.012544 (0.19511) [ 0.06429] -0.013311

-1.03E-06 (2.1E-06) [-0.48409] -4.60E-06 (2.1E-06) [-2.16946] -4.47E-06 (2.4E-06) [-1.87982] 5.53E-06 (2.6E-06) [ 2.10683] 0.130144 (0.15513) [ 0.83891] -0.160196 (0.24037) [-0.66646] 0.171773 (0.24488) [ 0.70145] -0.409187 (0.23713) [-1.72560] 0.248146 (0.15258) [ 1.62635] 0.685681 (0.16361) [ 4.19083] -0.513586 (0.19376) [-2.65060] 0.292059 (0.20771) [ 1.40606] -0.076363 (0.17140) [-0.44552] -0.023590

C IUS YUS COMPI

R-squared Adj. R-squared Sum sq. resids S.E. equation F-statistic Log likelihood Akaike AIC Schwarz SC Mean dependent S.D. dependent

(8464.09) [ 1.04516] 931189.0 (600908.) [ 1.54964] 11202.52 (13424.6) [ 0.83448] -74.50869 (48.4458) [-1.53798] 486.4298 (724.177) [ 0.67170] 0.934506 0.900824 1.89E+11 73434.11 27.74461 -669.9383 25.51623 26.21606 234368.8 233181.6

Determinant resid covariance (dof adj.) Determinant resid covariance Log likelihood Akaike information criterion Schwarz criterion

(0.12217) [-0.10896] 4.375171 (8.67324) [ 0.50445] -0.455507 (0.19376) [-2.35083] -0.000289 (0.00070) [-0.41320] 0.064374 (0.01045) [ 6.15875] 0.999354 0.999021 39.31973 1.059915 3005.740 -68.05673 3.224323 3.924151 89.32290 33.87550 4.14E+09 1.13E+09 -792.6149 31.46722 33.56670

(0.10732) [-0.21981] 12.66838 (7.61929) [ 1.66267] -0.299964 (0.17022) [-1.76223] -0.000689 (0.00061) [-1.12092] 0.046065 (0.00918) [ 5.01670] 0.936858 0.904385 30.34430 0.931118 28.85026 -61.06055 2.965205 3.665033 8.541543 3.011209

3.5 Phân rã phương sai

Varian ce Decom position of GDP: Period 1 2 3 4 5

S.E. 73434.11 87239.02 99799.22 104423.2 118798.1

GDP 100.0000 95.63093 90.99357 83.11377 75.80576

CPI 0.000000 4.313362 3.324924 9.026980 14.01782

I1 0.000000 0.055704 5.681507 7.859247 10.17642

119600.3 122857.1 126434.9 131136.2 131760.1

75.64384 75.57518 75.04057 71.69341 71.68219

13.84442 13.38173 14.50688 17.63453 17.60715

10.51174 11.04309 10.45255 10.67207 10.71066

S.E. 1.059915 1.625693 1.767198 1.861347 1.988173 2.110931 2.191611 2.234403 2.267098 2.337469

GDP 5.288601 4.300876 3.943674 3.594283 5.081199 4.941393 4.592995 4.848973 4.762537 4.737494

CPI 94.71140 95.61365 95.79617 95.48427 94.08246 94.20455 94.56418 94.30352 94.41339 94.41271

I1 0.000000 0.085469 0.260160 0.921451 0.836336 0.854060 0.842828 0.847506 0.824077 0.849798

S.E. 0.931118 1.169472 1.184406 1.278331 1.528640 1.595210 1.626267 1.668289 1.699957 1.701752

GDP 15.82343 18.98024 20.20993 30.94910 50.31704 51.25280 49.44894 46.98997 46.54088 46.47460

CPI 1.000298 3.503463 4.072713 3.924078 3.453560 4.974767 6.369781 10.07686 11.67342 11.70221

I1 83.17627 77.51630 75.71736 65.12682 46.22940 43.77243 44.18128 42.93317 41.78570 41.82319

6 7 8 9 10 Varian ce Decom position of CPI: Period 1 2 3 4 5 6 7 8 9 10 Varian ce Decom position of I1: Period 1 2 3 4 5 6 7 8 9 10 Choles ky Orderin g: GDP CPI I1

3.6 Hàm phản ứng đẩy của mô hình Var

4. Kênh truyền dẫn ngân hàng

4.1 Thông qua biến lãi suất cho vay

VAR Lag Order Selection Criteria Endogenous variables: GDP CPI I1 I2 Exogenous variables: C YUS IUS COMPI Date: 04/24/16 Time: 14:53 Sample: 2000Q3 2015Q1 Included observations: 54

Lag 0 1 2 3

LogL -1040.076 -883.4985 -858.4731 -834.0218

LR NA 266.7624 38.92841 34.41286

FPE 1.14e+12 6.31e+09 4.61e+09 3.52e+09

AIC 39.11394 33.90735 33.57308 33.26007

SC 39.70327 35.08601* 35.34106 35.61738

HQ 39.34122 34.36191 34.25492 34.16919

4.1.1 Chọn độ trễ tối ưu là 5

4 5

-806.0305 -783.3518

35.24828* 25.19861

2.43e+09 2.14e+09*

32.81595 32.56858*

35.76259 36.10456

33.95235 33.93227*

VAR Residual Serial Correlation LM Tests Null Hypothesis: no serial correlation at lag order h Date: 04/24/16 Time: 14:54 Sample: 2000Q3 2015Q1 Included observations: 54

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

LM-Stat 15.11026 25.45573 26.39606 25.12244 23.56271 18.65460 16.56368 13.30849 10.13920 18.39834 29.78612 32.36073

Prob 0.5166 0.0622 0.0487 0.0677 0.0995 0.2870 0.4144 0.6501 0.8593 0.3011 0.0191 0.0090

Probs from chi-square with 16 df.

4.1.2 Kiểm định tự tương quan của phần dư

VAR Residual Heteroskedasticity Tests: No Cross Terms (only levels and squares) Date: 04/24/16 Time: 14:55 Sample: 2000Q3 2015Q1 Included observations: 54

Joint test:

Chi-sq

Prob.

504.3197

460

0.0751

4.1.3 Kiểm định phương sai thay đổi của phần dư

Individual components: R-squared 0.983527 0.974048 0.994779 0.877874 0.959163 0.982342 0.913261 0.940459 0.837316 0.965145

Dependent res1*res1 res2*res2 res3*res3 res4*res4 res2*res1 res3*res1 res3*res2 res4*res1 res4*res2 res4*res3

F(46,7) 9.085781 5.711385 28.99545 1.093864 3.574242 8.465647 1.602224 2.403614 0.783223 4.213738

Prob. 0.0026 0.0109 0.0001 0.4958 0.0413 0.0033 0.2667 0.1126 0.7172 0.0263

Chi-sq(46) 53.11048 52.59857 53.71808 47.40518 51.79483 53.04647 49.31612 50.78479 45.21507 52.11783

Prob. 0.2192 0.2338 0.2026 0.4151 0.2580 0.2210 0.3420 0.2906 0.5050 0.2481

S.E. 58324.81 71601.89 82376.67 86310.55 108815.3 124408.0 142317.7 146218.6 154545.4 156522.4

GDP 100.0000 76.95971 64.12015 61.69424 48.16253 37.35591 32.02777 32.47214 33.62895 33.55412

CPI 0.000000 15.46341 21.07119 20.89253 14.32670 12.84141 10.62860 10.06960 9.083335 9.022869

I1 0.000000 7.081808 11.77643 13.08334 22.75387 20.02200 20.96028 19.86566 20.49836 20.20705

I2 0.000000 0.495069 3.032232 4.329900 14.75690 29.78068 36.38335 37.59260 36.78936 37.21596

Varian ce Decom position of GDP: Period 1 2 3 4 5 6 7 8 9 10 Varian ce Decom position of CPI: Period 1 2 3 4 5 6

S.E. 0.997179 1.510651 1.665123 1.794759 1.876558 1.958515

GDP 3.709130 2.983425 2.551532 3.470293 3.260944 2.995137

CPI 96.29087 96.97134 93.47446 85.50623 84.39213 85.52939

I1 0.000000 0.042659 0.035757 0.085601 0.079215 0.152759

I2 0.000000 0.002575 3.938247 10.93788 12.26771 11.32271

4.1.4 Phân rã phương sai

2.011366 2.037426 2.085106 2.177164

2.896298 3.030438 4.098891 4.568346

85.86883 85.35085 84.74592 84.90065

0.370812 0.361515 0.386232 0.613263

10.86406 11.25720 10.76895 9.917741

S.E. 0.891001 1.102747 1.191116 1.285009 1.456879 1.510510 1.607247 1.708568 1.867634 1.957903

GDP 4.131198 3.621261 3.251432 11.11977 27.66993 26.88347 24.94280 22.08551 20.86528 19.06517

CPI 5.589696 17.40098 21.38218 20.99567 16.34144 15.37203 13.75343 12.72182 10.65873 10.48027

I1 90.27911 76.72274 65.87833 56.65371 45.07631 43.07242 41.97264 40.86733 38.03590 36.21008

I2 0.000000 2.255024 9.488061 11.23085 10.91232 14.67208 19.33114 24.32534 30.44009 34.24448

S.E. 0.612936 0.813756 0.828529 0.844413 0.917865 0.959115 1.010536 1.062603 1.178491 1.294121

GDP 1.776559 3.944721 4.042012 6.215394 19.62660 23.25656 21.89978 20.41136 20.82230 18.18183

CPI 10.42651 28.43138 30.04658 29.91785 25.81332 24.11403 22.25389 20.36618 16.56364 15.17825

I1 31.77229 28.44596 27.57427 26.89590 22.80097 21.10122 19.45946 20.47546 22.36568 21.48200

I2 56.02464 39.17794 38.33713 36.97086 31.75911 31.52820 36.38687 38.74700 40.24837 45.15792

7 8 9 10 Varian ce Decom position of I1: Period 1 2 3 4 5 6 7 8 9 10 Varian ce Decom position of I2: Period 1 2 3 4 5 6 7 8 9 10 Choles ky Orderin g: GDP CPI I1 I2

4.1.5 Hàm phản ứng đẩy

4.2 Thông qua biến dư nợ tín dụng của nền kinh tế

VAR Lag Order Selection Criteria Endogenous variables: GDP CPI I1 LOANS Exogenous variables: C YUS IUS COMPI Date: 04/24/16 Time: 15:06 Sample: 2000Q3 2015Q1 Included observations: 54

Lag 0 1 2 3 4 5

LogL -1411.209 -1174.364 -1071.969 -1029.230 -966.5359 -942.8619

LR NA 403.5151 159.2802 60.15148 78.94809 26.30445*

FPE 1.06e+18 3.01e+14 1.25e+13 4.86e+12 9.29e+11 7.87e+11*

AIC 52.85961 44.68013 41.48034 40.49000 38.76059 38.47637*

SC 53.44894 45.85879 43.24833 42.84731 41.70723* 42.01234

HQ 53.08689 45.13470 42.16218 41.39912 39.89700 39.84005*

4.2.1 Chọn độ trễ tối ưu là 5

VAR Residual Serial Correlation LM Tests Null Hypothesis: no serial correlation at lag order h Date: 04/24/16 Time: 15:07 Sample: 2000Q3 2015Q1 Included observations: 54

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

LM-Stat 8.296119 28.83799 29.58742 34.54499 24.27219 9.913427 34.38465 17.38598 20.94717 13.20239 36.44041 8.327201

Prob 0.9396 0.0251 0.0203 0.0046 0.0837 0.8711 0.0048 0.3611 0.1806 0.6579 0.0025 0.9385

4.2.2 Kiểm định tự tương quan của phần dư

Probs from chi-square with 16 df. 4.2.3 Kiểm định phương sai thay đổi của phần dư VAR Residual Heteroskedasticity Tests: No Cross Terms (only levels and squares) Date: 04/24/16 Time: 15:08 Sample: 2000Q3 2015Q1 Included observations: 54

Joint test:

Chi-sq

Prob.

490.6236

460

0.1563

Individual components: R-squared

Dependent

F(46,7)

Prob.

Chi-sq(46)

Prob.

res1*res1 res2*res2 res3*res3 res4*res4 res2*res1 res3*res1 res3*res2 res4*res1 res4*res2 res4*res3

0.991746 0.971509 0.770388 0.904069 0.970092 0.921657 0.939749 0.954002 0.967086 0.919026

18.28422 5.188999 0.510570 1.434116 4.935820 1.790220 2.373478 3.156078 4.471180 1.727128

0.0003 0.0144 0.9183 0.3260 0.0167 0.2147 0.1160 0.0574 0.0222 0.2307

53.55428 52.46150 41.60095 48.81974 52.38494 49.76945 50.74643 51.51609 52.22263 49.62742

0.2070 0.2378 0.6569 0.3604 0.2401 0.3257 0.2919 0.2668 0.2450 0.3308

Variance Decomposit ion of GDP: Period

S.E. 53210.48 60375.19 61189.88 73172.16 79046.82 84172.79 93508.72 106251.2 111957.7 114481.1

GDP 100.0000 78.01644 76.56691 76.22303 68.78375 60.97850 50.82233 45.57747 44.44184 42.53282

CPI 0.000000 10.87862 12.33050 15.61533 15.81967 14.41062 13.57269 11.54178 13.10024 14.80840

I1 0.000000 8.078797 8.134759 5.688712 11.47928 11.15589 9.830338 8.986485 8.400067 9.830109

LOANS 0.000000 3.026142 2.967837 2.472925 3.917290 13.45499 25.77463 33.89427 34.05784 32.82867

1 2 3 4 5 6 7 8 9 10 Variance Decomposit ion of CPI: Period

S.E. 0.827824 1.178139 1.332868 1.491006 1.540687 1.560672 1.572889 1.588537 1.629759 1.656207

GDP 1.296527 11.16033 27.84823 40.58848 42.82323 43.67544 43.55587 43.76371 41.58284 40.30573

CPI 98.70347 88.01691 71.29574 57.17840 54.72771 53.54148 52.74141 52.19278 53.51464 54.89594

I1 0.000000 0.503122 0.597644 2.013345 2.212080 2.516546 3.425734 3.735922 4.606489 4.501941

LOANS 0.000000 0.319637 0.258385 0.219772 0.236980 0.266540 0.276981 0.307588 0.296025 0.296380

1 2 3 4 5 6 7 8 9 10 Variance Decomposit ion of I1:

Period

S.E. 0.684152

GDP 0.000854

CPI 0.133174

I1 99.86597

LOANS 0.000000

4.2.4 Phân rã phương sai

12.82779 16.03664 18.94398 34.88147 34.53713 38.28774 39.96270 33.69851 25.23194

3.372512 8.021702 9.381504 8.252004 9.470154 8.905919 8.474259 7.447192 7.489912

78.17779 63.82539 60.56001 45.40908 43.84952 41.36807 39.34372 35.99100 27.96773

5.621913 12.11627 11.11451 11.45745 12.14319 11.43827 12.21932 22.86330 39.31042

0.803151 0.970508 1.013997 1.172570 1.193688 1.234914 1.277135 1.390793 1.620008

2 3 4 5 6 7 8 9 10 Variance Decomposit ion of LOANS:

Period

GDP 3.601101 5.047759 6.181241 7.140118 7.724410 7.915625 7.908393 7.978467 8.337256 9.193765

CPI 8.958024 10.16471 11.08903 12.34249 13.80037 15.75945 18.54187 22.21936 26.45890 30.53787

I1 7.869915 4.774897 3.483264 2.533782 1.773381 1.238427 0.904596 0.736776 0.669228 0.614480

LOANS 79.57096 80.01263 79.24647 77.98361 76.70184 75.08650 72.64514 69.06540 64.53462 59.65388

S.E. 15.92995 57.72583 132.2645 235.2292 351.2322 460.3675 547.1819 607.3960 647.4596 678.3093

1 2 3 4 5 6 7 8 9 10 Cholesky Ordering: GDP CPI I1 LOANS

4.2.5 Hàm phản ứng đẩy

5. Kênh truyền dẫn thị trường ngoại hối

VAR Lag Order Selection Criteria Endogenous variables: GDP CPI I1 REER Exogenous variables: C IUS YUS COMPI Date: 04/24/16 Time: 17:23 Sample: 2000Q3 2015Q1 Included observations: 54

Lag 0 1 2 3

LogL -1132.773 -957.1896 -932.5306 -913.1040

LR NA 299.1414 38.35839 27.34118*

FPE 3.54e+13 9.66e+10 7.16e+10 6.59e+10

AIC 42.54713 36.63665 36.31595 36.18904

SC 43.13646 37.81531* 38.08393 38.54635

HQ 42.77441 37.09121 36.99779* 37.09816

5.1 Chọn độ trễ tối ưu là 5

4 5

-892.5584 -883.8611

25.87225 9.663598

6.00e+10* 8.85e+10

36.02068* 36.29115

38.96732 39.82712

37.15708 37.65484

VAR Residual Serial Correlation LM Tests Null Hypothesis: no serial correlation at lag order h Date: 04/24/16 Time: 16:44 Sample: 2000Q3 2015Q1 Included observations: 54

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

LM-Stat 20.28087 30.35102 20.44438 22.83232 21.52461 20.13074 22.32401 18.08457 11.90177 17.81838 29.19696 14.72432

Prob 0.2078 0.0163 0.2009 0.1183 0.1592 0.2144 0.1330 0.3190 0.7507 0.3346 0.0226 0.5449

Probs from chi-square with 16 df.

5.2 Kiểm định tự tương quan của phần dư

VAR Residual Heteroskedasticity Tests: No Cross Terms (only levels and squares) Date: 04/24/16 Time: 16:43 Sample: 2000Q3 2015Q1 Included observations: 54

Joint test:

Chi-sq

Prob.

493.4809

460

0.1357

5.3 Kiểm định phương sai thay đổi của phần dư

Individual components: R-squared 0.986779 0.982100 0.910609 0.720247 0.961506 0.968662 0.939396 0.920063 0.859323 0.863741

Dependent res1*res1 res2*res2 res3*res3 res4*res4 res2*res1 res3*res1 res3*res2 res4*res1 res4*res2 res4*res3

F(46,7) 11.35783 8.349308 1.550169 0.391784 3.800986 4.703774 2.358767 1.751494 0.929549 0.964627

Prob. 0.0013 0.0034 0.2836 0.9738 0.0349 0.0192 0.1177 0.2244 0.6059 0.5809

Chi-sq(46) 53.28607 53.03342 49.17289 38.89333 51.92131 52.30777 50.72737 49.68339 46.40342 46.64203

Prob. 0.2143 0.2213 0.3473 0.7619 0.2541 0.2424 0.2926 0.3288 0.4556 0.4459

5.4 Phân rã phương sai

S.E. 73822.76 84603.99 91593.70 96921.21 106410.1 113551.4 125937.6 140622.8 147241.1 152263.7

GDP 100.0000 92.47668 87.72114 82.98472 73.61156 64.70502 52.72391 53.01841 48.41417 47.01610

CPI 0.000000 5.714269 5.704350 8.167655 9.104972 11.40689 11.42183 9.220866 8.753853 8.711957

I1 0.000000 0.972461 5.548031 6.687503 10.60443 9.744775 10.48528 8.939594 9.837181 9.207279

REER 0.000000 0.836590 1.026481 2.160118 6.679039 14.14331 25.36898 28.82113 32.99479 35.06466

Varian ce Decom position of GDP: Period 1 2 3 4 5 6 7 8 9 10 Varian ce Decom position of CPI: Period 1 2 3 4 5 6 7

S.E. 1.119742 1.680249 1.802245 1.887044 2.001889 2.110717 2.177654

GDP 6.592600 5.738237 5.142393 4.697791 6.542057 6.395728 6.065602

CPI 93.40740 94.24706 93.64231 90.66757 87.25636 87.10829 87.28786

I1 0.000000 0.003837 0.511291 1.126009 1.011962 0.987520 1.187090

REER 0.000000 0.010868 0.704002 3.508630 5.189622 5.508460 5.459453

2.215172 2.242421 2.315189

6.994350 6.832540 6.409788

86.21273 86.30013 86.60492

1.299141 1.272728 1.299978

5.493778 5.594600 5.685313

S.E. 0.873045 1.111625 1.233025 1.321341 1.438086 1.468745 1.563689 1.697175 1.833829 1.988444

GDP 12.14614 9.974175 8.236574 11.74996 24.86792 24.89703 24.67947 23.26672 20.71214 18.86368

CPI 2.708689 9.661427 13.89817 16.80347 14.18860 13.93828 12.34845 10.51702 9.079546 9.863576

I1 85.14517 76.13692 61.88939 53.93951 45.85369 44.93274 42.40278 38.48864 34.37602 30.07836

REER 0.000000 4.227479 15.97587 17.50706 15.08979 16.23195 20.56930 27.72763 35.83230 41.19438

S.E. 2.353034 4.112391 5.203349 5.992583 6.381083 6.512205 6.630844 6.794480 6.889423 6.945135

GDP 0.644354 2.484378 6.660032 11.77415 13.28446 13.39396 14.60028 17.10797 18.47717 18.97566

CPI 6.235952 15.53418 19.48684 19.67712 21.14703 22.26773 22.18590 21.71162 21.50490 21.66113

I1 4.487035 10.18907 11.55215 9.267494 8.264786 7.996888 7.716318 7.374347 7.189642 7.087810

REER 88.63266 71.79237 62.30098 59.28124 57.30373 56.34143 55.49750 53.80606 52.82829 52.27540

8 9 10 Varian ce Decom position of I1: Period 1 2 3 4 5 6 7 8 9 10 Varian ce Decom position of REER: Period 1 2 3 4 5 6 7 8 9 10 Choles ky Orderin g: GDP CPI I1 REER

5.5 Hàm phản ứng đẩy

6. Kênh truyền dẫn tài sản

VAR Lag Order Selection Criteria Endogenous variables: GDP CPI I1 VNI Exogenous variables: C YUS IUS COMPI Date: 04/24/16 Time: 15:40 Sample: 2000Q3 2015Q1 Included observations: 54

Lag 0 1 2 3 4 5

LogL -1317.484 -1151.215 -1127.163 -1102.256 -1085.130 -1056.580

LR NA 283.2721 37.41523 35.05467 21.56549 31.72181*

FPE 3.31e+16 1.28e+14 9.68e+13 7.26e+13 7.51e+13 5.31e+13*

AIC 49.38829 43.82280 43.52455 43.19465 43.15296 42.68816*

SC 49.97762 45.00145* 45.29254 45.55197 46.09961 46.22413

HQ 49.61557 44.27736 44.20639 44.10377 44.28937 44.05185*

6.1 Chọn độ trễ tối ưu là 5

VAR Residual Serial Correlation LM Tests Null Hypothesis: no serial correlation at lag order h Date: 04/24/16 Time: 17:27 Sample: 2000Q3 2015Q1 Included observations: 54

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

LM-Stat 27.38872 17.66976 42.86175 22.85821 21.07245 22.89055 20.38420 29.35369 18.83606 23.66525 27.52170 20.39560

Prob 0.0374 0.3436 0.0003 0.1176 0.1757 0.1167 0.2034 0.0217 0.2773 0.0971 0.0360 0.2029

Probs from chi-square with 16 df.

6.2 Kiểm định tự tương quan của phần dư

VAR Residual Heteroskedasticity Tests: No Cross Terms (only levels and squares) Date: 04/24/16 Time: 17:26 Sample: 2000Q3 2015Q1 Included observations: 54

Joint test:

Chi-sq

Prob.

491.9342

460

0.1466

Individual components:

6.3 Kiểm định phương sai thay đổi của phần dư

Dependent res1*res1 res2*res2 res3*res3 res4*res4 res2*res1 res3*res1 res3*res2 res4*res1 res4*res2 res4*res3

R-squared 0.958307 0.953364 0.975552 0.898301 0.964243 0.983296 0.954330 0.941990 0.921420 0.885332

F(46,7) 3.497686 3.110811 6.072204 1.344144 4.103611 8.957656 3.179842 2.471073 1.784371 1.174905

Prob. 0.0438 0.0596 0.0091 0.3638 0.0283 0.0027 0.0563 0.1055 0.2162 0.4484

Chi-sq(46) 51.74857 51.48163 52.67981 48.50826 52.06912 53.09796 51.53381 50.86747 49.75667 47.80791

Prob. 0.2595 0.2679 0.2315 0.3722 0.2496 0.2195 0.2662 0.2879 0.3261 0.3992

6.4 Phân rã phương sai

S.E. 76817.40 93030.71 107134.9 111414.1 126741.1 129301.0 136440.6 138682.8 146424.8 146985.0

GDP 100.0000 95.09404 91.72847 84.81893 79.16312 78.81657 78.77587 77.60241 75.01385 75.00625

CPI 0.000000 3.358348 2.677980 8.894491 14.44027 14.01723 12.99047 14.29723 15.41630 15.35223

I1 0.000000 0.020847 3.743602 4.566188 4.947880 4.770415 4.340430 4.218993 5.038129 5.031988

VNI 0.000000 1.526766 1.849950 1.720390 1.448727 2.395781 3.893232 3.881361 4.531724 4.609531

Varian ce Decom position of GDP: Period 1 2 3 4 5 6 7 8 9 10 Varian ce Decom position of CPI: Period 1 2 3 4 5 6 7 8 9 10

S.E. 1.038194 1.729887 1.918325 1.997185 2.140616 2.292473 2.374845 2.418305 2.459072 2.523158

GDP 3.979554 4.923192 4.592109 4.246655 6.509354 7.404303 7.220045 6.996157 7.075111 6.898133

CPI 96.02045 90.87629 91.44064 91.58490 89.47810 88.36881 88.67067 88.85634 88.85945 89.22768

I1 0.000000 0.169249 0.189339 0.622949 0.548796 0.562345 0.687884 0.846757 0.871174 0.840008

VNI 0.000000 4.031273 3.777917 3.545491 3.463751 3.664546 3.421400 3.300748 3.194264 3.034182

S.E. 0.735932 0.960627 1.244940 1.420263 1.695625 1.852753 1.992015 2.119031 2.241513 2.301904

GDP 32.32356 41.27384 35.22229 47.46764 61.21197 61.38680 56.96504 56.23920 56.86226 56.90010

CPI 1.334118 2.251009 2.413054 3.020971 2.917080 3.441700 3.501104 5.309161 7.878953 8.878076

I1 66.34233 42.15983 34.74983 28.13014 20.67205 21.12471 24.07804 24.09080 22.31559 21.54372

VNI 0.000000 14.31532 27.61483 21.38125 15.19891 14.04679 15.45581 14.36084 12.94320 12.67811

S.E. 82.36520 115.1397 127.7583 137.6320 146.6807 150.9300 154.0332 154.6804 157.3632 159.7501

GDP 0.396958 4.266074 12.78961 14.17124 16.51446 17.97482 19.36017 19.97611 22.54898 24.04588

CPI 0.051976 0.190246 0.613354 2.623901 4.720534 5.088365 4.963808 4.926145 4.825569 4.928128

I1 17.61511 23.22822 24.66760 26.72638 28.31592 26.95422 25.90339 25.68819 24.87769 24.35623

VNI 81.93596 72.31546 61.92944 56.47848 50.44909 49.98259 49.77263 49.40955 47.74776 46.66977

Varian ce Decom position of I1: Period 1 2 3 4 5 6 7 8 9 10 Varian ce Decom position of VNI: Period 1 2 3 4 5 6 7 8 9 10 Choles ky Orderin g: GDP CPI I1 VNI

6.5 Hàm phản ứng đẩy