BỘ GIÁO DỤC VÀ ĐÀO TẠO TRƯỜNG ĐẠI HỌC KINH TẾ TP. HỒ CHÍ MINH NGUYỄN HỒ ANH THƠ
NGHIÊN CỨU VỀ CƠ CHẾ TRUYỀN DẪN LÃI SUẤT TẠI VIỆT NAM
LUẬN VĂN THẠC SỸ KINH TẾ TPHCM, tháng 10 năm 2013
BỘ GIÁO DỤC VÀ ĐÀO TẠO
TRƯỜNG ĐẠI HỌC KINH TẾ TP. HỒ CHÍ MINH
NGUYỄN HỒ ANH THƠ
NGHIÊN CỨU VỀ CƠ CHẾ TRUYỀN DẪN LÃI SUẤT TẠI VIỆT NAM
Chuyên ngành: Tài Chính Ngân Hàng Mã số ngành: 60.34.02.01 LUẬN VĂN THẠC SỸ KINH TẾ
Hướng dẫn khoa học: PGS-TS Phạm Văn Năng
TPHCM, tháng 10 năm 2013
LỜI CẢM ƠN
Trước hết, tôi xin gửi lời cảm ơn chân thành đến giáo viên hướng dẫn, PGS-TS Phạm
Văn Năng về sự giúp đỡ chân thành và những ý kiến đóng góp có giá trị của thầy đã
giúp tôi hoàn thành bài luận văn này.
Nhân đây, tôi cũng mong muốn gửi lời cảm ơn đến các Thầy Cô, những người đã
truyền đạt kiến thức cho tôi trong suốt thời gian tham gia khóa học này.
Lời cuối cùng, tôi xin cảm ơn gia đình, bạn bè và đồng nghiệp đã luôn quan tâm ủng
hộ, khích lệ tôi hoàn thành luận văn này.
LỜI CAM KẾT
Tôi xin cam đoan luận văn này là kết quả nghiên cứu của bản thân dưới sự hướng dẫn
của PGS-TS Phạm Văn Năng. Nguồn số liệu được thu thập trung thực, chính xác. Tất
cả tài liệu tham khảo đều được trích dẫn đầy đủ và rõ ràng.
Người cam đoan
Nguyễn Hồ Anh Thơ
DANH MỤC CÁC CHỮ VIẾT TẮT
NHTW : Ngân hàng trung ương
NHTM : Ngân hàng thương mại
NHNN : Ngân hàng Nhà Nước
DANH MỤC CÁC BẢNG BIỂU
Bảng 3.1 Kiểm định chuỗi dữ liệu gốc và chuỗi sai phân bậc một bằng phương pháp
ADF test
Bảng 3. 2 Độ trễ tối ưu
Bảng 3.3 Kiểm định đồng liên kết theo phương pháp Johansen Test giữa lãi suất chính
sách và lãi suất thị trường
Bảng 3.4 Kiểm định đồng liên kết theo phương pháp Johansen Test giữa lãi suất thị
trường và lãi suất bán lẻ
Bảng 3.5. Hệ số truyền dẫn lãi suất
Bảng 3.6. Mức độ truyền dẫn lãi suất
MỤC LỤC
Lời cảm ơn
Lời cam kết
Danh mục các chữ viết tắt
Danh mục các bảng biểu
Mở đầu
CHƯƠNG 1: TỔNG QUAN VỀ CÔNG CỤ LÃI SUẤT VÀ TRUYỀN DẪN LÃI
SUẤT
1.1Khái quát công cụ lãi suất ............................................................................................... 4
1.1.1 Vai trò của công cụ lãi suất ..................................................................................... 4
1.1.2 Các loại lãi suất và mối quan hệ giữa chúng ........................................................... 6
1.1.3 Cơ chế điều hành lãi suất tại Việt Nam .................................................................. 9
1.2 Khái quát cơ chế truyền dẫn lãi suất ............................................................................ 11
1.2.1 Khái niệm cơ chế truyền dẫn lãi suất .................................................................... 11
1.2.2 Tính cứng của truyền dẫn lãi suất ......................................................................... 11
1.2.3 Các yếu tố tác động đến truyền dẫn lãi suất .......................................................... 13
1.2.4 Các nghiên cứu trước đây về truyền dẫn lãi suất .................................................. 16
KẾT LUẬN CHƯƠNG 1 ................................................................................................... 21
CHƯƠNG 2: MÔ HÌNH NGHIÊN CỨU .......................................................................... 22
2.1 Mô hình VAR ............................................................................................................... 22
2.1.1.Khái niệm ............................................................................................................... 22
2.1.2 Các dạng mô hình VAR ......................................................................................... 22
2.1.3 Phân rã Cholesky .................................................................................................... 23
2.1.4. Ứng dụng của mô hình VAR ................................................................................ 24
2.1.5 Hạn chế của mô hình VAR .................................................................................... 25
2.2 Tính dừng của dữ liệu chuỗi thời gian ......................................................................... 25
2.3. Kiểm định đồng liên kết .............................................................................................. 28
KẾT LUẬN CHƯƠNG 2 ................................................................................................... 29
CHƯƠNG 3. DỮ LIỆU VÀ KẾT QUẢ NGHIÊN CỨU .................................................. 30
3.1. Xác định thời gian và quy mô chọn mẫu: ................................................................... 30
3.2. Các bước thực hiện ...................................................................................................... 30
3.3. Kết quả nghiên cứu thực nghiệm về truyền dẫn lãi suất tại Việt Nam ....................... 31
3.3.1. Kiểm định tính dừng của chuỗi dữ liệu thời gian bằng phương pháp ADF
Test ................................................................................................................................. 31
3. 3.2. Độ trễ cho mô hình VAR .................................................................................... 33
3.3.3. Kiểm định đồng liên kết ....................................................................................... 33
3.3.4. Hàm phản ứng xung (impulse response) .............................................................. 37
3.3.5. Phân rã phương sai (Variance decomposition) .................................................... 40
KẾT LUẬN CHƯƠNG 3 ................................................................................................... 42
CHƯƠNG 4: GIẢI PHÁP PHÁT HUY TÍCH CỰC CHÍNH SÁCH TIỀN TỆ QUA
CÔNG CỤ LÃI SUẤT ....................................................................................................... 43
4.1. Giải pháp nâng cao hiệu quả truyền dẫn lãi suất......................................................... 43
4. 1.1. Tăng cường tính minh bạch trong chính sách tiền tệ .......................................... 43
4. 1.2. Tự do hóa lãi suất, thông thoáng cấu trúc tài chính ............................................ 43
4.1.3. Xây dựng thị trường cạnh tranh hoàn hảo ............................................................ 44
4.1.4. Ổn định lãi suất, hạn chế những biến động xấu của thị trường ........................... 44
4.1.5. Phát triển thị trường tài chính .............................................................................. 45
4.2. Định hướng chính sách lãi suất .................................................................................. 45
4.2.1. Đảm bảo tính ổn định của chính sách lãi suất ...................................................... 45
4.2.2 Thực hiện đồng bộ kiềm chế lạm phát và tăng trưởng kinh tế, ổn định kinh tế
vĩ mô thông qua tự do hóa lãi suất ................................................................................. 46
4.2.3. Hoàn thiện cơ chế hình thành lãi suất cơ bản ..................................................... 46
4.2.4. Hình thành đồng bộ các mức lãi suất chỉ đạo ..................................................... 46
4.2.5.Hỗ trợ thanh khoản đối với NHTM với kỳ hạn dài và tiến tới dỡ bỏ trần lãi
suất huy động ................................................................................................................. 47
KẾT LUẬN CHƯƠNG 4 ................................................................................................... 48
KẾT LUẬN ........................................................................................................................ 49
Danh mục tài liệu tham khảo
Phụ lục
DANH MỤC TÀI LIỆU THAM KHẢO
Tiếng Việt
1. Bùi Tá Anh Hoài(2012), Truyền dẫn lãi suất ở Việt Nam. Luận văn thạc sỹ.
Trường Đại học Kinh tế TPHCM.
2. Nguyễn Thùy Liên(2012), Mức độ truyền dẫn của lãi suất cơ bản vào lãi
suất bán lẻ giai đoạn 2007-2012. Luận văn thạc sỹ. Trường Đại học Kinh tế
TPHCM.
3. Nguyễn Phi Lân (2010), Cơ chế truyền dẫn tiền tệ dưới góc nhìn phân tích
định lượng, Tạp chí Ngân hàng số 18/2010.
4. Chương trình giảng dạy kinh tế Fulbright, “Kinh tế lượng cơ sở - 3rd ed -
Các phương pháp định lượng – Chương 16: Các mô hình hồi quy dữ liệu
bảng”.
5. Chương trình giảng dạy kinh tế Fulbright, “Kinh tế lượng cơ sở - 3rd ed -
Các phương pháp định lượng II – Chương 21: Chuỗi thời gian trong kinh tế
lượng”.
6. Chương trình giảng dạy kinh tế Fulbright, “Kinh tế lượng cơ sở - 4th ed -
Phương pháp nghiên cứu II – Chương 16: Các mô hình hồi quy dữ liệu
bảng”
7. Báo cáo thường niên Ngân hàng Nhà Nước qua các năm.
8. Th.s Phùng Thanh Bình , Hướng dẫn sử dụng Eviews 6, Bài giảng 2.
Tiếng Anh
1. Marco A.Espinosa-Vega và Alessandro Rebucci(2003), Retail Bank Interest
Rate Pass-Through: Is Chile Atypical? Central Bank of Chile, woking
papers No 221.
2. Daniel O. Boamaha, Mahalia N.Jackman và Nlandu Mamingi(2011),
Bahamas and Barbados: Empirical Evidence of Interest Rate Pass-Through,
Cepal Review 103.
3. Pih Nee Tai, Siok Kun Sek, Wai Mun Har(2012), Interest Rate Pass-
Through and Monetary Transmission in Asia, International Journal of
Economics and Finance Vol 4 No.2
4. Ansgar Belke, Joscha Beckmann and Florian Verheyen 2012, Interest Rate
Pass-Through in the EMU-New Evidence from Nonlinear Cointegration
Techniques for Fully Harmonized Data, DIW Berlin, Discussion Papers
No.1223
1
MỞ ĐẦU
Lý do chọn đề tài:
Lãi suất là công cụ đắc lực của Chính phủ để điều tiết thị trường tiền tệ. Dựa trên biến
động của nền kinh tế mà Chính phủ sẽ có những động thái điều tiết lãi suất thị trường
về mức mục tiêu mong muốn. Chính sách tiền tệ có dấu hiệu thắt chặt hay mở rộng sẽ
được thể hiện qua việc NHNN đồng loạt tăng hay giảm các lãi suất cơ bản, lãi suất
chiết khấu và lãi suất tái cấp vốn. Có thể thấy trong những năm qua tình hình biến động
lãi suất luôn là một đề tài gây được sự chú ý đối với mọi thành phần kinh tế.
Chính vì tầm quan trọng của biến lãi suất đối với kinh tế vĩ mô nên các nhà hoạch định
chính sách cần có những hiểu biết nhất định trong công tác điều hành lãi suất mà cụ thể
là nắm vững cơ chế truyền dẫn lãi suất. Chỉ bằng những hiểu biết sâu sắc như vậy,
Chính phủ mới có thể điều hành chính sách tiền tệ một cách hiệu quả nhất nhằm bình
ổn nền kinh tế, góp phần đạt được các mục tiêu đã đề ra.
Trong tình hình hiện nay, đã có một số đề tài nghiên cứu về cơ chế truyền dẫn lãi suất
ở trong cũng như ngoài nước. Tuy nhiên số lượng nghiên cứu có ý nghĩa định lượng tại
Việt Nam hiện nay vẫn còn rất hạn chế. Do vậy đây là động lực cho tôi thực hiện luận
văn với chủ đề:”Nghiên cứu cơ chế truyền dẫn lãi suất tại Việt Nam”. Từ đó rút ra
nhận định về hiệu quả của chính sách tiền tệ tại Việt Nam.
Mục tiêu nghiên cứu:
Mục tiêu nghiên cứu của đề tài là kết hợp cả phân tích định tính lẫn định lượng nhằm
nghiên cứu cơ chế truyền dẫn lãi suất tại Việt Nam thông qua hai giai đoạn. Giai đoạn
đầu là truyền dẫn từ lãi suất chính sách( bao gồm lãi suất tái cấp vốn và lãi suất tái
chiết khấu) đến lãi suất thị trường( lãi suất qua đêm và lãi suất trái phiếu chính phủ).
Giai đoạn hai là truyền dẫn từ lãi suất thị trường đến lãi suất bán lẻ( lãi suất huy động
và cho vay của các ngân hàng thương mại).
Đối tượng nghiên cứu:
2
Đối tượng nghiên cứu của luận văn là các loại lãi suất bao gồm:
+ Lãi suất chính sách: lãi suất tái cấp vốn và lãi suất tái chiết khấu
+ Lãi suất thị trường: lãi suất qua đêm và lãi suất trái phiếu chính phủ
+ Lãi suất bán lẻ: lãi suất huy động và cho vay của các NHTM
Phạm vi nghiên cứu:
Lãi suất chính sách được lấy số liệu từ tháng 4/2000 đến tháng 5/2013 theo quyết định
của NHNN từng thời kỳ.
Lãi suất huy động , lãi suất cho vay, lãi suất trái phiếu chính phủ được lấy trung bình
các kỳ hạn từ nguốn dữ liệu của IFS. Thời gian lấy mẫu từ tháng 1/2000 đến tháng
11/2012.
Lãi suất cho vay qua đêm của NHNN có thời gian lấy mẫu từ tháng 7/2009 đến tháng
6/2013.
Phương pháp nghiên cứu:
Bài nghiên cứu sử dụng phương pháp thống kê ADF để kiểm định tính dừng của chuỗi
lãi suất chính sách, lãi suất thị trường và lãi suất bán lẻ. Ngoài ra, bài luận văn này còn
sử dụng phương pháp kiểm định Johannsen Test để kiểm định đồng liên kết. Bước cuối
cùng, bài nghiên cứu chạy mô hình VAR, thực hiện hàm phản ứng đẩy và phân rã
phương sai để kiểm định mức độ và tốc độ dẫn truyền của lãi suất.
Câu hỏi nghiên cứu:
a) Các chuỗi số liệu có mối quan hệ nhân quả với nhau hay không?
b) Mức độ và tốc độ truyền dẫn của lãi suất chính sách vào lãi suất thị trường và từ lãi
suất thị trường đến lãi suất bán lẻ thế nào?
c) Cần có những giải pháp gì để cơ chế truyền dẫn lãi suất đạt hiệu quả tốt hơn?
Ý nghĩa, đóng góp của đề tài:
3
Nghiên cứu này nhằm thăm dò tính hiệu quả của chính sách tiền tệ. Nếu cơ chế truyền
dẫn hoạt động tốt tức là chính sách tiền tệ hoạt động hiệu quả. Bất kỳ sự thay đổi lãi
suất nào của NHNN cũng dẫn đến một sự thay đổi đồng thời trong lãi suất tiền gửi và
tiền vay của các tổ chức tín dụng. Thị trường cạnh tranh hoàn hảo và mức độ hội nhập
tài chính tốt. Nếu chính phủ kiểm soát tốt lãi suất thị trường, điều này sẽ giúp chính
phủ vận hành nền kinh tế trong trạng thái cân bằng ổn định. Thông qua việc nghiên cứu
hiệu quả của cơ chế truyền dẫn lãi suất, đề tài này cũng góp phần đưa ra một số gợi ý
cho NHNN trong việc điều hành chính sách tiền tệ.
4
CHƯƠNG 1: TỔNG QUAN VỀ CÔNG CỤ LÃI SUẤT VÀ TRUYỀN DẪN LÃI
SUẤT
1.1. Khái quát công cụ lãi suất
1.1.1 Vai trò của công cụ lãi suất
NHTW đưa ra một khung lãi suất hay ấn định một trần lãi suất cho vay để hướng các
NHTM điều chỉnh lãi suất theo giới hạn đó, từ đó ảnh hưởng tới quy mô tín dụng của
nền kinh tế và NHTW có thể đạt được quản lý mức cung tiền của mình.
Việc điều chỉnh lãi suất theo xu hướng tăng hay giảm sẽ ảnh hưởng trực tiếp tới quy
mô huy động và cho vay của các NHTM làm cho lượng tiền cung ứng thay đổi theo.
Cụ thể tăng hay giảm lãi suất cho vay, sẽ làm vốn của doanh nghiệp giảm xuống hay
tăng lên.Như vậy quyết định đến việc thu hẹp hay mở rộng sản suất.Tình trạng này sẽ
dẫn đến số lượng công việc làm trong xã hội tăng lên hay giảm xuống.Điều đó có nghĩa
rằng, lãi suất tín dụng đã có ảnh hưởng trực tiếp đến việc giải quyết tình trạng thất
nghiệp trong xã hội.
Mặt khác, tăng hay giảm lãi suất tiền gửi, đặc biệt là lãi suất tái chiết khấu sẽ có ảnh
hưởng trực tiếp đến số lượng ngoại tệ đi vào trong nước. Do đó sẽ ảnh hưởng đến cung
cầu ngoại tệ dẫn đến sự thay đổi tỷ giá và quan hệ xuất nhập khẩu trong từng thời kỳ.
Giúp NHTW thực hiện quản lý lượng tiền cung ứng theo mục tiêu của từng thời
kỳ,điều này phù hợp với các quốc gia khi chưa có điều kiện để phát huy tác dụng của
các công cụ gián tiếp. Song, nó dễ làm mất đi tính khách quan của lãi suất trong nền
kinh tế vì thực chất lãi suất là “giá cả” của vốn do vậy nó phải được hình thành từ
chính quan hệ cung cầu về vốn trong nến kinh tế. Mặt khác việc thay đổi quy định điều
chỉnh lãi suất dễ làm cho các NHTM bị động, tốn kém trong hoạt động kinh doanh của
mình.
Trong nền kinh tế, thường xảy ra những đột biến ở từng khu vực hay trong toàn bộ nền
kinh tế quốc dân do những nguyên nhân không lường trước được. Khi xảy ra những
5
hiện tượng như vậy Chính phủ thường sử dụng những công cụ kinh tế trong đó có lãi
suất tín dụng để điều chỉnh lại những quan hệ tạo điều kiện cho kinh tế khu vực, ngành
hay toàn bộ nền kinh tế phát triển. Chẳng hạn, trong điều kiện lạm phát, chính phủ có
thể tăng lãi suất tiền gửi để rút bớt tiền trong lưu thông về, hoặc có thể áp dụng mức lãi
suất khác nhau giữa các khu vực, để điều hoà lưu thông tạo mặt bằng giá cả hợp lý,
đảm bảo cho sản xuất và lưu thông hàng hoá phát triển.
Là công cụ điều chỉnh kinh tế vi mô, lãi suất tín dụng phải được xử lý kịp thời và chính
xác. Điều đó đòi hỏi hệ thống ngân hàng phải nắm vững thông tin kinh tế, biết xử lý
thông tin, để có những quyết định chính xác trong việc thực hiện chính sách lãi suất.
Lãi suất tín dụng là công cụ khuyến khích cạnh tranh giữa các NHTM. Trong khung lãi
suất cho phép, để tăng khối lượng nguồn vốn huy động đồng thời để mở rộng quan hệ
tín dụng với khách hàng, các NHTM có thể nâng lãi suất tiền gửi và hạ lãi suất cho
vay. Đây chính là hoạt động cạnh tranh giữa NHTM. Thực chất của quá trình này là
phân chia khối lượng tiền gửi và mở rộng phạm vi ảnh hưởng của ngân hàng ra thị
trường. Để đảm bảo cạnh tranh thắng lợi, mỗi NHTM đều có chiến lược khách hàng
của mình. Chiến lược này được thực hiện bằng lãi suất ưu đãi. Muốn vậy các NHTM
đều tìm mọi biện pháp giảm thấp chi phí kinh doanh và chi phí quản lý. Sự cạnh tranh
lành mạnh giữa các NHTM sẽ tạo ra lợi ích kinh tế chung cho toàn bộ nền kinh tế quốc
dân.
Lãi suất tín dụng là công cụ khuyến khích tiết kiệm và đầu tư. Theo lý thuyết tài chính,
chúng ta có thể đưa ra một phương trình đơn giản về thu nhập.
Thu nhập = Tiêu dùng + Tiết kiệm
Phương trình này không những đúng với đặc điểm tài chính của các hộ gia đình, các
doanh nghiệp mà cả đối với nền tài chính quốc gia. Giả sử , trong điều kiện của một
nền kinh tế bình thường, tỷ lệ giữa tiêu dùng và tiết kiệm là hợp lý. Để tăng tỷ lệ tiết
kiệm,khuyến khích đầu tư,tức là tăng khả năng tài chính cho toàn bộ nền kinh tế quốc
6
dân thì biện pháp có hiệu quả nhất là tăng lãi suất huy động vốn. Khi lãi suất huy động
vốn tăng lên, trước hết các hộ gia đình phải xem xét lại các khoản chi cho tiêu dùng
thường xuyên, có thể giảm chi hoặc hoãn một số khoản chi này để tăng thêm tỷ lệ tiết
kiệm trong tổng thu nhập. Sau đó từ khoản tiết kiệm này, họ sẽ chọn hướng đầu tư :
Gửi vào ngân hàng, vào quỹ bảo hiểm, hay đầu tư vào thị trường chứng khoán... khi
thấy có lợi hơn.
Như vậy có thể khẳng định lãi suất là công cụ can thiệp có hiệu lực để phân chia giữa
quỹ tiêu dùng và tiết kiệm.Nhưng nâng lãi suất huy động vốn đến mức độ nào thì cần
phải cân nhắc thận trọng để đảm bảo sự phát triển hài hoà của nền kinh tế quốc dân.
1.1.2 Các loại lãi suất và mối quan hệ giữa chúng
1.1.2.1 Lãi suất danh nghĩa và lãi suất thực
Lãi suất danh nghĩa: là lãi suất tính theo giá trị danh nghĩa của tiền tệ hay nói cách khác
là loại lãi suất chưa loại trừ đi tỷ lệ lạm phát.
Lãi suất thực: là lãi suất điều chỉnh lại cho đúng theo những thay đổi về lạm phát, hay
nói cách khác, là loại lãi suất đã loại trừ đi tỷ lệ lạm phát. Quan hệ giữa lãi suất thực và
lãi suất danh nghĩa được phản ảnh bằng phương trình Fisher:
Lãi suất danh nghĩa = lãi suất thực + tỷ lệ lạm phát
Vì được điều chỉnh lại cho đúng theo những thay đổi về lạm phát nên lãi suất thực
phản ảnh chính xác khoản thu nhập thực tế từ tiền lãi mà người cho vay nhận được hay
chí phí thực của việc vay tiền. Sự phân biệt giữa lãi suất thực và lãi suất danh nghĩa có
một ý nghĩa quan trọng bởi lẽ chính lãi suất thực chứ không phải lãi suất danh nghĩa
ảnh hưởng đến đầu tư.
1.1.2.2 Lãi suất cơ bản
Nước nào cũng phải sử dụng một số công cụ để thực thi chính sách tiền tệ nhằm đạt
được những mục tiêu nào đó, như kiềm chế lạm phát chẳng hạn. Lãi suất là một công
cụ như thế bên cạnh công cụ tăng giảm dự trữ bắt buộc. Thông thường ngân hàng trung
7
ương một nước tác động lên lãi suất bằng con đường gián tiếp, có nghĩa thông qua
nghiệp vụ thị trường mở để tăng hay giảm tổng phương tiện thanh toán. Ví dụ, NHTW
mua vào trái phiếu chính phủ, tức làm tăng tổng lượng tiền trong lưu thông thì lãi suất
thị trường sẽ giảm. Cũng có thể tác động trực tiếp bằng cách tăng hay giảm lãi suất tái
cấp vốn, lãi suất tái chiết khấu - là những loại lãi suất NHTW ấn định trong quan hệ
mua bán các loại giấy tờ có giá với NHTM.
Nói cách khác, lãi suất cơ bản như đang được định nghĩa (là lãi suất do NHNN công bố
làm cơ sở cho các tổ chức tín dụng ấn định lãi suất kinh doanh) hoàn toàn không phải
là một công cụ để thực hiện chính sách tiền tệ quốc gia đúng nghĩa như thông lệ quốc
tế.
Chính vì thế mà thời gian vừa qua NHNN đã giảm nhẹ tầm quan trọng của loại lãi suất
này.
1.1.2.3 Mối quan hệ giữa lãi suất tái chiết khấu và lãi suất tái cấp vốn
Lãi suất tái chiết khấu áp dụng khi NHTW tái cấp vốn cho các ngân hàng dưới hình
thức chiết khấu lại các giấy tờ có giá ngắn hạn chưa đến hạn thanh toán của ngân hàng.
Lãi suất này do NHTW ấn định căn cứ vào mục tiêu của chính sách tiền tệ trong từng
thời kỳ và chiều hướng biến động lãi suất trên thị trường tiền tệ.
Lãi suất này được dùng để kiểm soát và điều tiết sự biến động lãi suất trên thị trường.
Đối với NHTM lãi suất tái chiết khấu là lãi suất gốc để từ đó ấn định lãi suất chiết khấu
và lãi suất cho vay khác.
Lãi suất tái cấp vốn là loại lãi suất mà ở đó NHTW áp dụng cho các nghiệp vụ tái cấp
vốn cho hệ thống ngân hàng trung gian (bao gồm NHTM). Ở Việt Nam, NHTW tái cấp
vốn cho các NHTM qua các hình thức: cho vay lại theo hồ sơ tín dụng; chiết khấu, tái
chiết khấu thương phiếu và các giấy tờ có giá ngắn hạn khác; cho vay lại dưới hình
thức cầm cố các giấy tờ có giá ngắn hạn.
8
Sự khác biệt giữa lãi suất tái chiết khấu và lãi suất tái cấp vốn là các tài sản dùng để thế
chấp cho việc vay mượn tiền khác nhau.
Lãi suất tái chiết khấu áp dụng đối với các giấy tờ có độ rủi ro thấp như trái phiếu
chính phủ, thương phiếu, chứng chỉ tiền gửi ngắn hạn.
Còn lãi suất tái cấp vốn là lãi suất áp dụng cho các loại tài sản thế chấp có độ rủi ro cao
hơn. Chúng là những khoản vay ngắn hạn để cứu cánh cho tình trạng mất thanh khoản
tạm thời ở NHTM hoặc để thực hiện những lý do điều hành đặc biệt khác trong hoạt
động ngân hàng và điều tiết nền kinh tế vĩ mô. Khoản vay ngắn hạn này thường được
đảm bảo bằng các tài sản của các khoản vay hiện hữu tại NHTM mà NHTM được nắm
giữ hợp pháp và hợp lệ. Bên cạnh đó, cho vay tái cấp vốn cũng có thể tồn tại dưới hình
thức NHTM bán lại các khoản nợ vay cho NHTW và nhận lại một lượng tiền nhất
định.
Thông thường lãi suất tái cấp vốn luôn lớn hơn lãi suất tái chiết khấu. Xét về góc độ rủi
ro, với đặc tính của nghiệp vụ và tài sản đảm bảo của cho vay tái cấp vốn và cho vay
tái chiết khấu như trên, chúng ta thấy rõ đã xuất hiện một độ chênh nhất định trong rủi
ro của hai hoạt động trên. Vì vậy phần bù rủi ro dẫn đến lãi suất tái cấp vốn thường
lớn hơn lãi suất tái chiết khấu. Mặt khác, xét về góc độ chiết khấu dòng tiền, ta thấy
rằng cho vay tái chiết khấu gần như là hình thức cho vay thu lãi một lần vào đầu kỳ,
chính vì vậy lãi suất thực của nghiệp vụ tái chiết khấu gần như sẽ lớn hơn lãi suất danh
nghĩa của nó. Nên để có thể cân bằng tương đối lãi suất thực giữa hai hoạt động cho
vay tái cấp vốn và cho vay tái chiết khấu, lãi suất danh nghĩa của tái chiết khấu phải
lớn hơn lãi suất tái cấp vốn.
1.1.2.4 Lãi suất liên ngân hàng
Lãi suất liên ngân hàng hay còn gọi là lãi suất qua đêm là lãi suất vay mượn lẫn nhau
giữa các ngân hàng, thông qua thị trường liên ngân hàng. Từ ngữ “qua đêm”
(Overnight) ở đây bắt nguồn từ thuật ngữ tiếng Anh: overnight rate.
9
Lãi suất này luôn biến động lên xuống tùy thuộc vào thời điểm trong ngày thông qua
quan hệ cung cầu vốn vay trên thị trường liên ngân hàng và chịu sự chi phối bởi lãi
suất cho các ngân hàng trung gian vay của NHTW. Mức độ chi phối này phụ thuộc vào
sự phát triển của hoạt động thị trường mở và tỷ trọng sử dụng vốn vay NHTW của các
ngân hàng trung gian. Các tổ chức công bố thông tin (NHTW) sẽ tập hợp số liệu của
các ngân hàng, tính toán đưa ra một con số bình quân vào buổi sáng.
1.1.3 Cơ chế điều hành lãi suất tại Việt Nam
Từ thời điểm nước ta chuyển từ cơ chế bao cấp sang nền kinh tế thị trường, chính sách
lãi suất đã trải qua các giai đoạn như sau:
Giai đoạn áp dụng cơ chế lãi suất theo khuôn khổ mệnh lệnh hành chính:
- Giai đoạn 1986 đến tháng 5/1992: Trong gia đoạn này, lãi suất ngân hàng là lãi suất
âm và thấp hơn nhiều so với lạm phát, người gửi tiền không có lãi mà trái lại giá trị
đồng vốn bỏ vào ngân hàng còn không được bảo toàn. Sang đến năm 1992, lạm phát
được đẩy lùi và duy trì ở mức thấp đã đẩy lãi suất sang trạng thái lãi suất thực dương.
- Giai đoạn tháng 6/1992 đến tháng 12/1995: NHNN điều hành lãi suất theo cơ chế
khung lãi suất trong đó quy định rõ sàn lãi suất tiền gửi và trần lãi suất cho vay đối với
nền kinh tế. Trong khung lãi suất này, các NHTM đưa ra các lãi suất thích hợp cho
mình.
- Giai đoạn 1/1996 đến tháng 7/2000: thực hiện cơ chế trần lãi suất. NHNN quy định
các mức lãi suất trần theo thời hạn cho vay và khống chế chên lệch giữa lãi suất cho
vay và lãi suất huy động vốn bình quân ở mức 0,35%/tháng. Cuối tháng 1/1998, quy
định chên lệch lãi suất được xóa bỏ, chỉ giữ lại quy định trần lãi suất cho vay, bước đầu
thực hiện tự do hóa lãi suất huy động.
- Giai đoạn tháng 8/2000 đến tháng 5/2002: cơ chế điều hành lãi suất kèm biên độ.
Dựa vào mức lãi suất cơ bản và biên độ giao động do NHNN công bố từng thời kỳ, các
10
NHTM ấn định lãi suất cho vay VND phù hợp với quy định. Đối với hình thức cho vay
bằng ngoại tệ bắt đầu áp dụng cơ chế lãi suất thỏa thuận.
- Giai đoạn tháng 6/2002 đến tháng 4/2008: cho phép các NHTM áp dụng lãi suất
thỏa thuận với khách hàng. Lãi suất cơ bản vẫn tiếp tục được duy trì nhưng chỉ để tham
khảo và định hướng thị trường.
- Giai đoạn tháng 5/2008 đến tháng 12/2008: dưới ảnh hưởng của cuộc khủng hoảng
kinh tế ở Mỹ, chính sách tiền tệ thắt chặt đã được NHNN thực thi từ đầu năm 2008 để
kìm chế lạm phát. Trước tình hình đó, NHNN đã ban hành Quyết định số 16/2008/QĐ-
NHNN ngày 16/05/2008,theo đó, lãi suất kinh doanh của các NHTM không vượt quá
150% lãi suất cơ bản do NHNN công bố. Cơ chế lãi suất này đã có tác dụng bình ổn thị
trường trước đà suy thoái. Tuy nhiên nó cũng bộc lộ những hạn chế. Đó là lãi suất
không phản ánh cung cầu thị trường, các TCTD tìm mọi cách lách trần lãi suất bằng
các loại phí…
- Giai đoạn tháng 1/2009 đến tháng 2/1010: áp dụng lãi suất thỏa thuận đối với nhu
cầu vay tiêu dùng từ tháng 1/2009. Ngày 26/02/2010, NHNN ban hành Thông tư số
07/2010/TT-NHNN về việc áp dụng cơ chế lãi suất thỏa thuận với khách hàng vay
trung dài hạn phục vụ nhu cầu vốn sản xuất kinh doanh, dịch vụ và đầu tư phát triển,
các nhu cầu vốn phục vụ đời sống cá nhân và hộ gia đình, các hoạt động cho vay tiêu
dùng thông qua nghiệp vụ phát hành và sử dụng thẻ tín dụng.
- Từ tháng 2/2010 đến nay, cơ chế lãi suất thỏa thuận đối với lãi suất cho vay tiếp tục
được duy trì.
1.2 Khái quát cơ chế truyền dẫn lãi suất
1.2.1 Khái niệm cơ chế truyền dẫn lãi suất
Trong suốt chu kỳ kinh tế, khi NHTW điều chỉnh chính sách tiền tệ(tác động đến các
lãi suất chính sách, ví dụ như lãi suất tái chiết khấu), lúc này lãi suất thị trường(chẳng
hạn như lãi suất vay qua đêm) sẽ bị ảnh hưởng. Trong bối cảnh này, các NHTM có thể
11
chuyển chi phí gia tăng do thay đổi lãi suất thị trường sang lãi suất bán lẻ(lãi suất cho
vay và lãi suất huy động). Đây chính là quá trình truyền dẫn lãi suất( Wang và Lee,
2009; Wang và Lee; 2010).
1.2.2 Tính cứng của truyền dẫn lãi suất
Sự truyền dẫn lãi suất có thể không hoàn toàn do nhiều yếu tố gây nên tính cứng trong
quá trình truyền dẫn lãi suất gây ra. Các yếu tố đó có thể kể đến trước tiên là chi phí
thực đơn(theo Dutta et al,1999). Các ngân hàng sẽ không muốn thay đổi lãi suất nếu họ
nhận thấy những thay đổi trong lãi suất cơ bản chỉ là tạm thời. Các chi phí điều chỉnh
đi kèm với sự thay đổi lãi suất là chi phí in ấn, phân phát các ấn phẩm, tờ rơi...Do đó,
trước những thay đổi nhỏ và tạm thời của chính sách tiền tệ, ngân hàng có thể có
những bước đi thận trọng nhưng sẽ thay đổi nhanh chóng trước sự thay đổi vĩnh viễn
trong chính sách lãi suất.
Theo giả thuyết chi phí chuyển đổi(Hefferman 1997), khách hàng thường có khuynh
hướng không muốn chuyển đổi các sản phẩm tài chính, các khoản đầu tư có chi phí
chuyển đổi cao. Khách hàng phải tốn rất nhiều thời gian và hao hụt một khoản tài chính
đáng kể để chuyển từ việc sử dụng sản phẩm dịch vụ của ngân hàng sang sử dụng sản
phẩm dịch vụ của ngân hàng khác. Thông thường, khi khách hàng muốn trả nợ vay
hoặc rút vốn gốc tiền gửi có kỳ hạn trước hạn, một số ngân hàng có thể tính một khoản
phí phạt trả nợ trước hạn tính trên số tiền nợ gốc còn lại hoặc tính lãi suất không kỳ hạn
đối với các khoản tiền gửi có kỳ hạn rút vốn trước hạn. Nếu ngân hàng khai thác sức ì
của khách hàng thì họ sẽ tăng lãi suất huy động và giảm lãi suất cho vay chậm hơn.
Điều này có thể dẫn đến sự bất cân xứng trong điều chỉnh lãi suất.
Giả thuyết thị trường cạnh tranh không hoàn hảo( Hannan và Berger 1991, Neuman và
Sharp 1992)cho rằng trong thị trường cạnh tranh không hoàn hảo có thể xảy ra tình
trạng thống nhất làm giá giữa các ngân hàng nên việc điều chỉnh lãi suất ở các thị
trường này có thể bất cân xứng và cứng nhắc.
12
Cuối cùng theo giả thuyết thông tin bất cân xứng(Stiglitz và Weis 1981), các ngân
hàng phải đối mặt với hai lựa chọn trái ngược nhau khi họ được yêu cầu phải tăng lãi
suất cho vay để tăng lãi suất thị trường. Dưới tác động của chi phí cơ hội, nhiều ngân
hàng muốn tăng lãi suất đáng kể chỉ trong một thời gian ngắn. Lãi suất cho vay cao hơn
khiến cho khả năng trả nợ vay của các doanh nghiệp khó khăn hơn bao giờ hết. Chính
điều này dẫn đến nguy cơ gia tăng các khoản nợ xấu. Trừ khi lãi suất của họ dưới mức
quy định và lãi suất thị trường dự kiến duy trì ở mức cao, các ngân hàng sẽ tăng lãi suất
cho vay. Thay vào đó, các ngân hàng sẽ hạn chế mở rộng tín dụng ra bên ngoài dưới áp
lực tăng lãi suất. Kết quả là lãi suất cho vay sẽ khó điều chỉnh theo mô hình thông tin
bất cân xứng.
Sự kết hợp giữa các nhân tố trên có thể đóng vai trò khác nhau trong sự điều chỉnh lãi
suất. Trong khi chi phí chuyển đổi và chi phí thực đơn là yếu tố chính ảnh hưởng đến
tốc độ điều chỉnh trong ngắn hạn thì thị trường cạnh tranh không hoàn hảo và thông tin
bất đối xứng là nhân tố tác động dài hạn đến tốc độ điều chỉnh lãi suất(Bondt 2002).
Hơn nữa, nó cũng có khuynh hướng giải thích sự khác nhau của lãi suất giữa các sản
phẩm tài chính. Sự khác nhau có thể thấy ở lãi suất cho vay và lãi suất huy động, phụ
thuộc vào sức ì của khách hàng hoặc mức độ quan trọng của chi phí chuyển đổi. Đối
với các khoản tiền gửi tiết kiệm, sức ì có thể cao hơn so với tài khoản tiền gửi.
1.2.3 Các yếu tố tác động đến truyền dẫn lãi suất
1.2.3.1 Tính minh bạch của chính sách tiền tệ
Có hai yếu tố đứng đằng sau sự tăng cường tính minh bạch của NHTW. Thứ nhất, đó là
mối quan hệ giữa tính minh bạch và hiệu quả của chính sách tiền tệ. Thứ hai, mối quan
hệ giữa tính minh bạch và trách nhiệm giải trình của NHTW. Tính minh bạch của
chính sách tiền tệ đòi hỏi NHTW phải minh bạch trong mục tiêu của chính sách, minh
bạch trong hoạt động của cơ chế truyền tải tiền tệ giữa hành động chính sách của
NHTW và các biến mục tiêu, minh bạch trong việc đánh giá triển vọng của hoạt động
13
kinh tế và lạm phát từ quan điểm của NHTW và minh bạch trong việc thiết lập tỷ lệ lãi
suất chính sách. Nói chung, tính minh bạch sẽ giúp cải thiện chức năng của chính sách
tiền tệ trong một số khía cạnh sau:
Thứ nhất, tính minh bạch làm tăng hiểu biết tốt hơn của công chúng về thị trường và
chính sách tiền tệ và chính sách tiền tệ sẽ được lợi từ sự hiểu biết và ủng hộ của công
chúng. Ví dụ, để giảm bong bóng bất động sản hay để kiềm chế sự phát triển quá nóng
của nền kinh tế, chính sách tiền tệ thắt chặt là cần thiết, nhưng điều này lại dẫn đến một
sự đánh đổi giữa lạm phát và tăng trưởng. NHTW nên nhấn mạnh đến vai trò của chính
sách tiền tệ là để kiềm chế lạm phát trong dài hạn và khẳng định rằng một môi trường
lạm phát thấp sẽ giúp nền kinh tế đạt được mức tăng trưởng năng suất cao hơn. Nếu
công chúng hiểu và tin tưởng vào mục tiêu mà NHTW đang hướng tới, lạm phát kỳ
vọng sẽ giảm và do đó sẽ giảm chi phí kiềm chế lạm phát.
Thứ hai, mối quan hệ giữa tính minh bạch và chức năng của chính sách tiền tệ bao gồm
cả hành vi của các bên tham gia trên thị trường tài chính. Khi thị trường tài chính hiểu
và dự đoán được những động thái của NHTW, những bước đầu tiên trong cơ chế
truyền tải tiền tệ giữa các hành động chính sách và hoạt động kinh tế cũng như lạm
phát được thực hiện trôi chảy hơn.
1.2.3.2 Tính cạnh tranh trong hệ thống ngân hàng
NHTM ngày nay giữ nhiều vai trò quan trọng trong nền kinh tế. Thứ nhất nó là nơi
cung cấp vốn cho nền kinh tế. Bằng vốn huy động được trong xã hội thông qua hoạt
động tín dụng, NHTM đã cung cấp vốn cho mọi hoạt động kinh tế, đáp ứng nhu cầu
vốn một cách kịp thời cho quá trình sản xuất.
NHTM là cầu nối nền tài chính quốc gia với nền tài chính quốc tế. Nền tài chính quốc
gia là cầu nối với nền tài chính quốc tế thông qua hoạt động của NHTM trong các lĩnh
vực kinh doanh như nhận tiền gửi, cho vay, nghiệp vụ thanh toán, nghiệp vụ ngoại hối
và các nghiệp vụ khác. Đặc biệt là các hoạt động thanh toán quốc tế, kinh doanh ngoại
14
tệ, quan hệ tín dụng với các ngân hàng Nhà nước của NHTM trực tiếp hoặc gián tiếp
tác động góp phần thúc đẩy hoạt động thanh toán xuất nhập khẩu và thông qua đó
NHTM đã thực hiện vai trò điều tiết tài chính trong nước phù hợp với sự vận động của
nền tài chính quốc tế.
NTTM là một công cụ để Nhà nước điều tiết vĩ mô nền kinh tế. Cùng với sự vận động
của nền kinh tế, hệ thống ngân hàng được chia làm hai cấp: NHNN và các Ngân hàng
chuyên doanh (NHTM). NHTM được Nhà nước cấp vốn cho hoạt động và sử dụng như
công cụ để quản lý hoạt động tiền tệ, điều tiết chính sách tiền tệ quốc gia. Nhà nước
điều tiết ngân hàng, ngân hàng dẫn dắt thị trường thông qua hoạt động tín dụng và
thanh toán giữa các NHTM trong hệ thống từ đó góp phần mở rộng khối lượng tiền
cung ứng trong lưu thông và thông qua việc cung ứng tín dụng cho các ngành trong
nền kinh tế, NHTM thực hiện việc dẫn dắt các luồng tiền tập hợp và phân chia vốn của
thị trường, điều khiển chúng một cách có hiệu quả.
Bên cạnh đó, NHTM còn huy động vốn trong dân cư thông qua các dịch vụ tiền gửi và
đầu tư tài sản dài hạn. Điều này dẫn đến rủi ro khi bất ổn tài chính xảy ra. Chính vì
vậy, ưu tiên hàng đầu của các nhà quản lý là theo đuổi mục tiêu ổn định tài chính. Do
vậy đã có thời gian tính cạnh tranh ít được đề cập đến. Tuy nhiên liệu những tổn thất
do khủng hoảng tài chính mang lại có cao hơn chi phí do sự hoạt động không hiệu quả
của hệ thống ngân hàng hay không.
Theo Franklin Allen và Douglas Gale(2003), khi có sự kết hợp hài hòa giữa cạnh tranh
và ổn định tài chính, lãi suất được kiểm soát chặt hơn, làm giảm sự truyền dẫn lãi suất
từ lãi suất thị trường sang lãi suất bán lẻ. Sự cạnh tranh đã buộc các ngân hàng phải
giảm lãi suất cho vay, dẫn đến gia tăng đầu tư trong nền kinh tế, làm giảm rủi ro thanh
khoản do vậy cấu trúc tài chính dần đi vào ổn định.
Theo các nghiên cứu của Benoit Bojon(2000) cũng như Harald Sander và Stefanie
Kleimeiner (2004), tính cạnh tranh càng cao càng làm tăng tính dẫn truyền trong thị
15
trường tiền gửi ngân hàng. Lãi suất tiền gửi ở tất cả các kỳ hạn đều phản ứng nhanh và
mạnh hơn trước sự thay đổi của lãi suất thị trường.
1.2.3.3 Cấu trúc tài chính của ngân hàng
Khía cạnh đầu tiên của cấu trúc tài chính ảnh hưởng đến hiệu quả của dẫn truyền lãi
suất là mức độ phụ thuộc của hệ thống tài chính trong nước vào tài chính quốc tế, cụ
thể hơn là tỷ lệ nợ nước ngoài của quốc gia đó. Nếu một quốc gia nợ nước ngoài vượt
xa giới hạn an toàn cho phép thì hoạt động cho vay trong nước cũng ít nhiều bị ảnh
hưởng. Một thực tế rõ ràng lúc này là kênh cho vay trong nước đã chịu một cái neo
danh nghĩa vào lãi suất cho vay của nước chủ nợ. Các nhà làm chính sách trong nước
khó lòng đạt được mức thay đổi mong muốn khi thực hiện cải cách kênh cho vay trong
nước. Kết quả là hiệu quả của chính sách tiền tệ quốc gia bị giảm sút đáng kể.
Để thực hiện tái cấu trúc hệ thống tài chính nhằm thoát khỏi tình trạng phụ thuộc vào
nguồn vốn nước ngoài, có hai phương pháp cải cách tài chính. Đó là cải cách đồng bộ
hoặc từng bước hệ thống tài chính. Cải cách đồng bộ hệ thống tài chính là sự tự do hóa
hệ thống tài chính một cách đồng bộ. Chính sách tài chính chuyển từ kiềm chế lãi suất
sang tự do hóa lãi suất, tỷ giá cố định chuyển thành tự do hóa tỷ giá. Hệ thống ngân
hàng cũng được cổ phần hóa. Sự cải cách hàng loạt chỉ có tác dụng với những nên kinh
tế có sự chuẩn bị kỹ lưỡng trước những biến đổi. Tuy nhiên hầu hết các quốc gia đều
có hệ thống tài chính yếu kém trước khi chuyển đổi. Chính vì lẽ đó mà biện pháp cải
cách này thường mang lại tác dụng ngược. Biện pháp cải cách từng bước được xem
như một biện pháp phù hợp hơn đối với hầu hết các nền kinh tế. Tuy nhiên cần thực
hiện nhanh chóng tránh gây sức ỳ cho nền kinh tế.
Ngoài ra, để khắc phục tình hình phụ thuộc nợ nước ngoài, Nhà nước cần thực hiện các
biện pháp giảm thiểu rủi ro ngoại hối thông qua các công cụ tài chính phái sinh như
giao dịch hoán đổi ngoại hối và hoán đổi lãi suất chéo. Lúc này, chi phí vay nước ngoài
sẽ tương tự như chi phí vay trong nước, bỏ qua rào cản thương mại giữa các quốc gia.
16
Một phần quan trọng hình thành nên cấu trúc tài chính là sự liên kết giữa các ngân
hàng. Nếu các ngân hàng thao túng thị trường bằng việc làm giá thì việc thực hiện
chính sách tiền tệ sẽ rất khó đi theo định hướng ban đầu. Ngược lại, trong môi trường
cạnh tranh, không chịu sự chi phối của một thế lực thị trường nhất định nào, lãi suất sẽ
được quyết định theo cung cầu thị trường. Các ngân hàng không thể gây ảnh hưởng
đến hiệu quả của chính sách tiền tệ. Lẽ dĩ nhiên, sự dẫn truyền từ lãi suất thị trường đến
lãi suất bán lẻ sẽ ngay lập tức và hoàn toàn.
1.3 Các nghiên cứu trước đây về truyền dẫn lãi suất
1.3.1. Nghiên cứu ở các nước đang phát triển
Chile:
Kết quả của nghiên cứu của Marco A.Espinosa-Vega và Alessandro Rebucci(2003)
cho thấy rằng truyền dẫn lãi suất ở Chile không hoàn toàn trong dài hạn. Lãi suất ở
Chile nhiều biến động và ít cố định hơn ở nhiều nước khác. Tuy nhiên, tốc độ truyền
dẫn lãi suất trong ngắn hạn lớn hơn nhiều so với các nước này. Nhìn chung, truyền dẫn
lãi suất của Chile nhanh hơn so với hầu hết các nước khác.
Bahamas và Barbados:
Nghiên cứu tại Barbados của Daniel O. Boamaha, Mahalia N.Jackman và Nlandu
Mamingi(2011)chỉ ra rằng phản ứng của lãi suất cho vay đối với sự thay đổi trong lãi
suất của NHTW thì chậm chạp trong ngắn hạn nhưng lại hoàn toàn hay có hiệu quả
trong dài hạn.
Ở trường hợp của Barbados, kết quả nghiên cứu cho thấy phản ứng của lãi suất cho vay
đối với sự thay đổi của lãi suất chính sách của NHTW gần như hoàn toàn cả trong dài
hạn và ngắn hạn. Lý do làm cho lãi suất truyền dẫn tại Barbados đều hoàn toàn cả trong
dài hạn và ngắn hạn là chi phí của việc điều chỉnh thấp.
17
Nhìn chung bài nghiên cứu mô tả các dạng chính sách tiền tệ được áp dụng, kết hợp
với các nhân tố khác đã lý giải tại sao các nền kinh tế tương đồng nhau lại phản ứng
khác nhau đối với những cú sốc của chính sách tiền tệ.
1.3.2. Nghiên cứu ở các nước Châu Á
Theo Pih Nee Tai, Siok Kun Sek, Wai Mun Har(2012), nhìn chung truyền dẫn lãi suất
bán lẻ không khác biệt nhiều. Trong hầu hết các trường hợp, truyền dẫn lãi suất tiền
vay hơi thấp hơn trong tương quan với tiền gửi. Sự truyền dẫn đến lãi suất bán lẻ rất
chậm và nhỏ, ngoại trừ Malaysia, HongKong và Singapore.
Truyền dẫn đến lãi suất tiền gửi và tiền vay biến động qua các nền kinh tế. Tốc độ
truyền dẫn đến lãi suất tiền gửi đã giảm ở tất cả các nền kinh tế ngoại trừ Malaysia.
Tương tự, truyền dẫn lãi suất tiền vay cũng giảm ở các nền kinh tế chủ đạo ngoại trừ
trường hợp của Malaysia, Hàn Quốc, HongKong.
Mặc dù Philipines, Hàn Quốc và Thái Lan đã thực hiện những mục tiêu kiềm chế lạm
phát sau khủng hoảng và lãi suất ngắn hạn được sử dụng như một công cụ, chúng ta
không quan sát chính sách tiền tệ hiệu quả hơn trong giai đoạn trước khủng hoảng ở
Thái Lan. Truyền dẫn lãi suất từ lãi suất chính sách đến lãi suất bán lẻ đều giữ ở mức
thấp ở các nền kinh tế này. Nói cách khác, cả Malaysia và HongKong đều cho thấy một
sự truyền dẫn cao đáng kể đến lãi suất tiền gửi và tiền vay.
Kinh nghiệm ở Malaysia cho thấy có sự tăng lên trong truyền dẫn đến lãi suất tiền gửi
và tiền vay. Trong khi ở HongKong thì truyền dẫn đến lãi suất tiền vay cao hơn trong
thời kỳ trước khủng hoảng. Truyền dẫn lãi suất cao hơn chỉ ra rằng sự thay đổi trong lãi
suất chính sách có thể ngay lập tức truyền dẫn đến lãi suất bán lẻ. Vì vậy, chính phủ có
thể ảnh hưởng đến sự truyền dẫn kinh tế thông qua lãi suất chính sách và chính sách
tiền tệ là có hiệu quả ở các nền kinh tế này. Ngoài ra, truyền dẫn lãi suất cao hơn còn
ám chỉ một mức độ hội nhập tài chính sâu rộng hơn thông qua thị trường cạnh tranh
hoàn hảo hơn.
18
Nhân tố quyết định chủ đạo của truyền dẫn nhanh ở Malaysia có thể được tóm tắt ở
một vài điểm. Những nhân tố này bao gồm mức độ hiệu quả của hệ thống ngân hàng,
sự tăng lên của những nguồn tài chính thay thế cho thương mại và các hộ gia đình, sự
nổi lên của hệ thống tài chính Hồi giáo, sự tăng lên của tình trạng mở cửa tài chính và
sự ảnh hưởng của việc tài trợ cho các doanh nghiệp SME.
Nhìn chung kết quả nghiên cứu chỉ ra rằng truyền dẫn lãi suất chính sách đến lãi suất
bán lẻ ở các nước Châu Á đều chậm. Từ quan điểm của chính sách tiền tệ, chúng ta
khó có thể tìm ra bằng chứng về hiệu quả của chính sách tiền tệ ở Châu Á bởi vì sự
truyền dẫn của lãi suất tiền gửi và cho vay duy trì ở mức thấp tại nhiều nước và một số
nước thậm chí quá trình truyền dẫn còn chậm lại sau khủng hoảng. Tại các nền kinh tế
này, lãi suất chính sách ít có ảnh hưởng tới lãi suất tiền gửi và cho vay. Sự thật là
Chính phủ không thể điều hành lãi suất thị trường hiệu quả thông qua lãi suất chính
sách để đạt được các mục tiêu của Chính phủ. Thị trường tài chính là không hoàn hảo
và thiếu hội nhập.
1.3.3. Nghiên cứu ở các nước liên minh Châu Âu
Nghiên cứu của Ansgar Belke, Joscha Beckmann và Florian Verheyen 2012 đã phân
tích truyền dẫn lãi suất từ thị trường tiền tệ đến lãi suất cho vay ở mười hai quốc gia
thuộc Liên minh tiền tệ châu Âu từ năm 2003 đến năm 2011. Áp dụng các kỹ thuật
khác nhau, đầu tiên chúng tôi thử nghiệm cho một mối quan hệ dài hạn giữa lãi suất
cho vay và EONIA trước khi cho phép một sự điều chỉnh bất đối xứng trong ngắn hạn.
Kết quả của chúng tôi dựa trên dữ liệu được kết hợp hài hòa nhằm chỉ ra những khác
biệt đáng kể trong quy mô của truyền dẫn lãi suất liên quan đến các lãi suất cho vay
khác nhau hoặc các quốc gia khác nhau. Trong phần lớn các trường hợp, truyền dẫn lãi
suất là không hoàn toàn và động lực của điều chỉnh lãi suất cho vay khác nhau giữa sự
tăng và giảm của lãi suất thị trường tiền tệ. Mức độ của truyền dẫn lãi suất theo hệ số
dài hạn cao hơn trung bình của các lãi suất ngắn hạn.
19
1.3.4. Nghiên cứu ở Việt Nam
Nguyễn Phi Lân (2010), Cơ chế truyền dẫn tiền tệ dưới góc nhìn phân tích định lượng.
Bài viết lấy mốc thời gian sau khủng hoảng tài chính Châu Á 1997, sử dụng phương
pháp mô hình cấu trúc tự hồi quy véc tơ (SVAR) để mô hình hóa chính sách tiền tệ của
nền kinh tế thị trường mở là Việt Nam. Tác giả đưa ra các giả thuyết về cú shock tiền
tệ và tỷ giá của Việt Nam nhằm đánh giá hiệu quả của chính sách tiền tệ và các kênh
truyền dẫn khác nhau đến giá cả hàng hóa và các hoạt động sản xuất kinh doanh của
nền kinh tế trong nước dựa trên cặp số liệu thu thập từ Hệ thống cơ sở dữ liệu các chỉ
tiêu thống kê tài chính của Quỹ Tiền tệ Quốc tế (IFS-IMF) từ năm 1998 - 2009. Bài
viết đã thu được một số kết quả như sau. Đầu tiên ta có thể nhận thức được rằng cung
tiền M2 có ảnh hưởng tích cực tới tăng trưởng kinh tế, tuy nhiên mức độ tác động còn
chưa lớn. Lý giải cho thực trạng này có thể do nguồn vốn ngân hàng đã không được sử
dụng đúng mục đích sản xuất kinh doanh. Thứ hai, bài nghiên cứu 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 shock bên ngoài nền kinh tế, đặc biệt là sự biến động của giá cả hàng hóa thế giới và
dấu hiệu suy thoái hay phục hồi của nền kinh tế thế giới nói chung và nền kinh tế Hoa
Kỳ nói riêng cũng như các động thái điều hành chính sách tiền tệ của FED; 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. Việc
đồng VND bị mất giá cũng khiến lãi suất VND trên thị trường tiền tệ giảm xuống
nhưng sẽ mất khoảng thời gian từ 5 đến 10 tháng; thứ năm, trước các cú shock về tăng
trưởng kinh tế, cụ thể là nền kinh tế đang ở trạng thái tăng trưởng nóng, 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,
20
cụ thể là giảm mạnh trong khoảng thời gian 6 - 9 tháng kể từ khi thực hiện chính sách
tiền tệ thắt chặt.
21
KẾT LUẬN CHƯƠNG 1
Theo cơ chế truyền dẫn lãi suất cho thấy để đạt được các mục tiêu của kinh tế vĩ mô
cần phải trải qua một quá trình phức tạp và mang đặc thù của mỗi quốc gia. Hiệu quả
của cơ chế truyền dẫn này biến đổi thông qua các kênh truyền dẫn khác nhau, mức độ
phát triển và độ mở của mỗi nền kinh tế, mức độ hội nhập giữa các thị trường tài chính.
Do đó, để xây dựng một cơ chế truyền tải thích hợp, các nhà làm chính sách phải
nghiên cứu kỹ lưỡng các nhân tố ảnh hưởng đến hiệu quả truyền dẫn lãi suất, trên cơ sở
đó lựa chọn các mục tiêu hoạt động và các công cụ của chính sách tiền tệ phù hợp theo
từng giai đoạn nhằm đạt được mục tiêu của chính sách tiền tệ đã đề ra.
22
CHƯƠNG 2:
MÔ HÌNH NGHIÊN CỨU
2.1 Mô hình VAR
2.1.1 Khái niệm
Mô hình VAR là một mô hình hệ phương trình bao gồm độ trễ của các biến số. Trong
mô hình VAR, một biến không những chịu ảnh hưởng từ tác động hiện tại của các biến
khác mà còn chịu ảnh hưởng bởi độ trễ của chính nó và độ trễ của các biến khác trong
quá khứ. Mô hình VAR tổng quát đối với hai biến số Y1, Y2 và trễ p bước có dạng
sau đây:
Trong đó : Y1t , Y2t là các chuỗi dừng và là biến nội sinh
U1t, U2t là các nhiễu trắng.
2.1.2 Các dạng mô hình VAR
• Mô hình VAR dạng cấu trúc
Trong mô hình này mỗi biến được biểu diễn dưới dạng hàm tuyến tính của biến khác
hiện tại, biến trễ của chính nó và biến trễ của biến khác trong mô hình. Mô hình VAR
cấu trúc đơn giản với hai biến và trễ một bước có dạng:
y1t = a10 + a11y2t + a12y1(1-t) + a13y2(t-1) + ε1t
y2t = a20 + a21y1t + a22y1(t-1) + a23y2(t-1) + ε2t
Mô hình Var dạng cấu trúc tổng quát với m biến và độ trễ p bước được viết dưới dạng
ma trận:
23
Yt = A + A0Yt + ... + ApYt-p + εt
Trong đó Yt = (Y1t,...,Ymt)’; Ai là các ma trận cấp m×m, A là ma trận cấp m×1, εt là
ma trận cấp m×1.
• Mô hình VAR dạng rút gọn hay dạng tiêu chuẩn (Standar VAR – SVAR)
Trong mô hình này một biến chỉ chịu tác động của độ trễ của chính nó và độ trễ của
biến khác trong quá khứ. Các nhiễu trắng trong phương trình bao hàm trong đó tính
chất các biến. Nếu các biến khác nhau có tương quan với nhau thì nhiễu trắng của
chúng cũng tương quan với nhau. Mô hình VAR dạng rút gọn với hai biến và trễ một
bước có dạng:
y1t = b10 + b11y1(1-t) + b12y2(t-1) + e1t
y2t = b20 + b21y1(t-1) + b22y2(t-1) + e2t
Mô hình Var dạng rút gọn tổng quát với m biến và độ trễ p bước được viết dưới dạng
ma trận:
Yt = B + B1Yt-1 + ...+ BpYt-p + vt
Trong đó Yt = (Y1t,...,Ymt)’ , Bi là các ma trận cấp m×m, B là ma trận cấp m×1, vt là ma
trận cấp m×1 yếu tố ngẫu nhiên.
• Mô hình VAR đệ quy (recursive VAR)
Trong mô hình này, các nhiễu trắng trong mỗi phương trình được xây dựng sao cho
không tương quan với các nhiễu trắng trong phương trình hồi quy trước đó. Phương
pháp phân rã Cholesky được ứng dụng trong mô hình dạng này.
2.1.3 Phân rã Cholesky
Mô hình VAR dạng cấu trúc được xếp là mô hình không định dạng được. Để xử lý vấn
đề này chúng ta đưa ra thêm ràng buộc lên các tham số của mô hình. Một trong những
cách tiếp cận dạng này là phân rã Cholesky. Để minh họa phân rã Cholesky cho mô
hình đơn giản hai biến và một trễ, phân rã này giả sử, chẳng hạn rằng a11=0, nghĩa là y2
24
không có tác động tức thời lên y1 (tuy nhiên nó vẫn có tác động trong các thời kì sau,
thông qua cơ chế trễ của mô hình).
Sắp xếp thứ tự (Cholesky ordering)
- Các biến sắp xếp theo một thứ tự giả định, khi đó biến đứng trước được giả định sẽ
gây ra tác động cho những biến ở sau nó, trong khi các biến sau không gây ra tác động
tới biến đứng trước nó.
- Với thứ tự sắp xếp khác nhau sẽ cho ra kết quả khác nhau. Do đó thông thường
người ta thường vận dụng đến lý thuyết kinh tế để đưa ra các cách sắp xếp lý thuyết
phù hợp.
2.1.4 Ứng dụng của mô hình VAR
Về bản chất VAR là sự kết hợp của 2 phương pháp: tự hồi quy đơn chiều (univariate
autoregression - AR) và hệ phương trình ngẫu nhiên (simultanous equations - SEs).
VAR vừa kết hợp được ưu điểm của AR là dễ ước lượng bằng phương pháp tối thiểu
hóa phần dư (OLS) và ưu điểm của SEs là ước lượng nhiều biến trong cùng một hệ
thống. Đồng thời khắc phục nhược điểm của SEs là không cần lưu tâm đến tính nội
sinh của các biến kinh tế. Tức là các biến kinh tế vĩ mô thường mang tính nội sinh khi
chúng tác động qua lại lẫn nhau. Thuộc tính này làm cho phương pháp cổ điển hồi quy
bội dùng một phương trình hồi quy nhiều khi bị sai lệch khi ước lượng. Đây là những
lý do cơ bản khiến VAR trở nên phổ biến trong nghiên cứu kinh tế vĩ mô.
Mô hình Var thường được dùng trong các bài toán liên quan đến các biến kinh tế vĩ mô
như:
• Dự báo, đặc biệt là dự báo trung hạn và dài hạn.
• Phân tích cơ chế truyền tải sốc, nghĩa là xem xét tác động của một cú sốc trên một
biến phụ thuộc lên các biến phụ thuộc khác trong hệ thống qua hàm phản ứng xung
(Impulse response)
25
• Phân tích mức tác động của cú sốc mỗi biến trong việc giải thích biến động của một
biến trong mô hình qua chức năng phân rã phương sai (Variance decomposition)
2.1.5 Hạn chế của mô hình VAR
Bên cạnh những ưu điểm nổi trội của mô hình Var thì mô hình Var còn vướng phải
một số hạn chế:
• Do trọng tâm mô hình được đặt vào dự báo nên VAR ít phù hợp cho phân tích chính
sách.
• Khi xét đến mô hình VAR phải xét đến tính dừng của các biến trong mô hình. Yêu
cầu đặt ra khi ta ước lượng mô hình VAR là tất cả các biến phải dừng, nếu trong trường
hợp các biến này chưa dừng thì ta phải lấy sai phân để đảm bảo chuỗi dừng. Càng khó
khăn hơn nữa nếu một hỗn hợp chứa các biến có tính dừng và các biến không có tính
dừng thì việc biến đổi dữ liệu không phải là việc dễ dàng.
• Khó khăn trong việc lựa chọn khoảng trễ thích hợp. Giả sử mô hình Var bạn đang
xét có ba biến và mỗi biến sẽ có 8 trễ đưa vào từng phương trình. Như xem xét ở trên
thì số hệ số mà bạn phải ước lượng là 32.8+3=75. Và nếu ta tăng số biến và số trễ đưa
vào mỗi phương trình thì số hệ số mà ta phải ước lượng sẽ khá lớn. Ngoài ra, khó khăn
trong việc lựa chọn khoảng trễ còn được thể hiện ở chỗ nếu ta tăng độ dài của trễ sẽ
làm cho bậc tự do giảm, do vậy mà ảnh hưởng đến chất lượng các ước lượng
2.2 Tính dừng của dữ liệu chuỗi thời gian
Theo (Gujarati, 2003) một quá trình ngẫu nhiên được coi là dừng nếu như trung bình
và phương sai của nó không đổi theo thời gian và giá trị của đồng phương sai giữa hai
thời đoạn chỉ phụ thuộc vào khoảng cách và độ trễ về thời gian giữa hai thời đoạn này
chứ không phụ thuộc vào thời điểm thực tế mà đồng phương sai được tính.
Xét Yt là một chuỗi thời gian có các tính chất sau:
Trung bình: E (Yt) = µ
Phương sai: Var (Yt) = E (Yt - µ)2 = σ2
26
Đồng phương sai: γk = E [(Yt - µ) Yt+k - µ)]
Giả sử chúng ta có chuỗi dữ liệu ban đầu là Yt, sau đó ta dịch chuyển chuỗi Yt đến Yt+m
. Trong trường hợp ta có chuỗi Yt là chuỗi dừng thì trung bình, phương sai và các tự
đồng phương sai của Yt+m phải đúng bằng trung bình, phương sai và các tự đồng
phương sai của Yt. Tóm lại, nếu một chuỗi thời gian là dừng, thì trung bình, phương sai
và tự đồng phương sai (tại các độ trễ khác nhau) sẽ giữ nguyên không đổi dù cho
chúng được xác định vào thời điểm nào đi nữa.
Nếu một chuỗi thời gian không có những đặc tính như cách hiểu vừa xác định ở trên,
thì nó được gọi là chuỗi thời gian không dừng.
Có rất nhiều phương pháp kiểm định tính dừng. Tuy nhiên trong phạm vi luận văn này
chỉ xin đề cập đến phương pháp kiểm định nghiệm đơn vị (Unit root Test).
Ta xem xét mô hình sau:Yt = Yt-1 + ut (1)
Trong đó ut là số hạng chỉ sai số ngẫu nhiên (while noise error term) trong các mô hình
hồi quy cổ điển, nghĩa là ut giá trị trung bình bằng 0, phương sai σ2 là hằng số không
đổi và không tự tương quan.
Phương trình (1) là một hồi qui bậc một, mà ở đó chúng ta hồi qui giá trị của Y tại thời
điểm t dựa trên giá trị của nó tại thời điểm (t-1).
Nếu hệ số của Yt-1 ( ρ = 1), thì khi đó chuỗi Yt ban đầu có nghiệm đơn vị, tức Yt là
chuỗi không dừng. Trong kinh tế lượng, một chuỗi thời gian không dừng hay có
nghiệm đơn vị được gọi là một bước ngẫu nhiên (random walk)
Ngược lại nếu ρ = 0 thì Yt = ut. Lúc này Yt là một chuỗi dừng.
Xét phương trình sai phân bậc 1 của chuỗi thời gian Yt như sau :
ΔYt = (ρ - 1) Yt-1+ ut
= δYt-1 + ut (3)
27
Ở đây δ = (ρ - 1) và Δ là hàm sai phân bậc 1. Lưu ý rằng ΔYt = (Yt - Yt-1). Tương tự
như với chuỗi thời gian gốc, nếu δ thực sự bằng 0, lúc này (3) tương đương với: ΔYt =
(Yt - Yt-1) = ut (4)
Kết luận rút ra từ phương trình (4) là các sai Phân bậc 1 của một chuỗi thời gian không
dừng dạng bước ngẫu nhiên (=ut) là một chuỗi thời gian dừng do có giả định rằng ut là
thuần túy ngẫu nhiên.
Do đó nếu một chuỗi thời gian không dừng ta tiếp tục lấy sai phân bậc một và kiểm
định tính dừng của chuỗi sai phân. Nếu chuỗi sai phân đó là dừng thì ta nói rằng chuỗi
ban đầu là chuỗi kết hợp bậc một, ký hiệu là I(1). Nếu chuỗi sai phân bậc một kể trên
không dừng, ta tiếp tục lấy sai phân bậc hai(tức là lấy sai phân bậc 1 của sai phân bậc
1) để kiểm định tính dừng. Nếu chuỗi bậc hai dừng thì chuỗi ban đầu được gọi là chuỗi
kết hợp bậc 2, hoặc I(2). Như vậy nếu một chuỗi thời gian được lấy sai phân d lần thì
nó sẽ là chuỗi kết hợp bậc d, hoặc I(d). Như vậy nếu một chuỗi thời gian không dừng
thì ta có sai phân bậc d hoặc I(d). Ngược lại, nếu d = 0 thì quá trình I(0) hệ quả sẽ thể
hiện một chuỗi thời gian dừng.
Để biết được liệu chuỗi thời gian Yt có phải là chuỗi không dừng hay không, hãy thực
hiện hồi qui và kiểm tra xem ρ có bằng 1 về mặt thống kê không, hoặc tương đương
như vậy, hãy ước lượng (3)và kiểm tra xem liệu có phải δ=0 hay không trên cơ sở trị
thống kê t.
Theo giả thuyết H0: ρ = 1(chuỗi không dừng), Dickey và Fuller đã đưa ra tiêu chuẩn
kiểm định tính dừng bằng trị thống trị thống kê τ (tau) mà các giá trị tới hạn của nó đã
được sắp thành bảng trên cơ sở mô phỏng Monte Carlo.
Hãy lưu ý rằng nếu giả thuyết H0 : ρ = 1 bị bác bỏ (tức là, chuỗi thời gian là dừng), thì
chúng ta có thể sử dụng kiểm định t thông thường (student’s).
Ở dạng đơn giản nhất, chúng ta ước lượng hồi qui như (2), sau đó chia hệ số ρ đã được
ước lượng cho sai số chuẩn của nó để tính trị thống kê τ Dickey-Fuller (τ = ρ/Se(ρ ))và
28
đối chiếu với các bảng Dickey-Fuller để xem giả thuyết H0: ρ = 1 có bị bác bỏ hay
không.
Nếu như giá trị tuyệt đối tính được của trị thống kê τ (tức là /τ/) cao hơn các giá trị tới
hạn tuyệt đối T hoặc DF hoặc Mackinnon DF, thì chúng ta sẽ bác bỏ giả thuyết H0 và
cho rằng chuỗi thời gian đã cho là dừng. Nếu mặt khác, nếu thấp hơn giá trị tới hạn, τ <
trị tuyệt đối τα thì chuỗi thời gian sẽ là không dừng.
2.3 Kiểm định đồng liên kết
Nhiều biến số kinh tế (đặc biệt là kinh tế vĩ mô) không có tính ổn định/cân bằng. Nhiều
biến số kinh tế là biến cân bằng sai phân bậc một, I(1).Theo Engle và Granger(1987),
nếu hai chuỗi Xt và Yt đều I(d) và tồn tại một tổ hợp tuyến tính Zt = Yt – γXt có liên kết
I(0) thì X và Y được gọi là hai chuỗi đồng liên kết bậc d. Trong kinh tế học, nhiều biến
số có quan hệ cân bằng dài hạn (stable long-run relationships). Chúng ta có thể sử dụng
kiểm định nghiệm đơn vị để xác định những biến số có quan hệ ổn định lâu dài với
nhau. Khi các chuỗi là đồng liên kết thì việc hồi quy hai biến với nhau sẽ có ý nghĩa
thống kê( không phải hồi quy giả tạo vì lúc đó các xu thế chung sẽ khử lẫn nhau, sai số
của mô hình sẽ có xu hướng giảm dần và sẽ bằng 0). Hồi quy của hai chuỗi Yt và Xt
trong trường hợp này được gọi là hồi quy đồng liên kết.Thông thường, việc kết hợp 2
biến có hạng I(1) sẽ dẫn tới kết quả hồi qui vô nghĩa
Tuy nhiên, nếu thực sự giữa 2 biến có quan hệ dài hạn, hai chuỗi dữ liệu thời gian dừng
sau khi thực hiện biến đổi sai phân cấp một . Nếu các chuỗi đều là chuỗi dừng bậc một
thì chúng có thể là đồng liên kết và có quan hệ trong dài hạn.
29
KẾT LUẬN CHƯƠNG 2
Chương này giới thiệu các phương pháp nghiên cứu về truyền dẫn lãi suất như mô hình
var, kiểm định tính dừng và kiểm định đồng liên kết của dữ liệu chuỗi thời gian và
chuỗi sai phân bậc một.
Thông thường, trong việc đo lường mức truyền dẫn lãi suất, phương pháp VAR, véc tơ
tự hồi quy (Vector Auto-regressive) thường được sử dụng nhiều nhất và đây cũng là
phương pháp chính được sử dụng trong luận văn này.
30
CHƯƠNG 3. DỮ LIỆU VÀ KẾT QUẢ NGHIÊN CỨU
3.1 Xác định thời gian và quy mô chọn mẫu:
Sự dẫn truyền được kiểm định qua hai giai đoạn. Các lãi suất kiểm định bao gồm lãi
suất tái cấp vốn, lãi suất tái chiết khấu, lãi suất qua đêm, lãi suất trái phiếu Chính phủ,
lãi suất cho vay và lãi suất tiền gửi các kỳ hạn trung dài hạn và ngắn hạn.
Đối với lãi suất các loại chính sách như lãi suất tái chiết khấu, lãi suất tái cấp vốn, lãi
suất được lấy theo quyết định của NHNN từng thời kỳ, những kỳ không có biểu lãi suất
mới thì giữ nguyên như lãi suất tháng liền trước đó. Lãi suất qua đêm cũng lấy từ
nguồn dữ liệu của NHNN. Lãi suất trái phiếu Chính phủ, lãi suất tiền gửi và tiền vay
lấy từ dữ liệu IFS. Ngoài ra còn có thể lấy từ báo cáo thường niên của các NHTM, báo
cáo của các công ty chứng khoán…
Thời gian lấy mẫu nghiên cứu được xác định từ tháng 4/2000 đến tháng 5/2013 đối với
chuỗi lãi suất tái chiết khấu và tái cấp vốn. Lãi suất tiền gửi, tiền vay và lãi suất trái
phiếu chính phủ được thu thập từ tháng 1/2000 đến tháng 11/2012. Lãi suất qua đêm có
thời gian hẹp hơn, từ tháng 7/2009 đến tháng 6/2013.
3.2 Các bước thực hiện
Chuỗi dữ liệu đưa vào mô hình, được thực hiện tuần tự như sau với công cụ Eview:
Thực hiện kiểm định tính dừng của chuỗi thời gian của các biến đưa vào, do điều kiện
bắt buộc của mô hình VAR là chuỗi dữ liệu phải dừng. Dùng phương pháp kiểm định
nghiệm đơn vị ADF (Augmented Dickey- Fuller) để kiểm định tính dừng.
Tìm độ trễ tối ưu cho mô hình VAR với các biến đã đưa vào bằng công cụ VAR Lag
Other Selection Criteria trong Eview.
Kiểm định đồng liên kết của chuỗi dữ liệu thời gian.
Tính toán hệ số truyền dẫn lãi suất qua hàm phản ứng xung Impulse Response.
31
Dùng chức năng phân rã phương sai (Variance decomposition) phân tích mức độ
truyền dẫn của lãi suất.
3.3 Kết quả nghiên cứu thực nghiệm về truyền dẫn lãi suất tại Việt Nam
3.3.1 Kiểm định tính dừng của chuỗi dữ liệu thời gian bằng phương pháp ADF
Test
Sử dụng phần mềm Eviews chạy mô hình kiểm định Unit Root Test, chọn loại kiểm
định Augmented Dickey-Fuller(ADF) để kiểm định tính dừng của chuỗi dữ liệu gốc và
chuỗi sai phân bậc một.
Giả sử ta có phương trình tự tương quan như sau:
Yt = ρYt-1 + ut ( -1 <= ρ <= 1)
Ta có các giả thiết:
Ho: ρ =1 nghĩa là chuỗi có nghiệm đơn vị ( Tức là chuỗi không dừng)
H1: ρ < 1 chuỗi không có nghiệm đơn vị (tức là chuỗi dừng).
Nếu |t | >|tα| thì bác bỏ Ho, tức là chuỗi dừng.
Ngoài ra, để đảm bảo tính ổn định của mô hình, tất cả các chuỗi dữ liệu đều được lấy ở
dạng logarit và chuỗi sai phân cũng là sai phân của chuỗi logarit.
Ta có bảng tổng hợp kết quả kiểm định nghiệm đơn vị theo phương pháp ADF như
sau:
Bảng 3.1 Kiểm định chuỗi dữ liệu gốc và chuỗi sai phân bậc một bằng phương
pháp ADF test
ADF 1% 5% 10% Prob
LogDEPOSIT -2.809299 _R -3.473382 -2.880336 -2.576871 0.0593
LogLENDING -3.286473 -3.473672 -2.880463 -2.576939 0.0172
32
_R
LogOVERNIG -0.355297 -3.577723 -2.925169 -2.600658 0.9082 HT_R
LogGOVERN -2.100284 -3.473096 -2.880211 -2.576805 0.2450 MENT_R
LogREDISCO -2.134133 -3.472534 -2.879966 -2.576674 0.2317 UNT_R
LogREFINAN -2.121484 -3.472534 -2.879966 -2.576674 0.2366 CING_R
Chuỗi sai phân bậc một
D(LogDEPOS -6.763660 -3.473382 -2.880336 -2.576871 0.0000 IT_R)
D(logLENDIN -6.553657 -3.474567 -2.880853 -2.577147 0.0000 G_R)
D(LogOVERN -5.490422 -3.581152 -2.926622 -2.601424 0.0000 IGHT_R)
D(LogGOVER -11.19533 -3.473382 -2.880336 -2.576871 0.0000 NMENT_R)
D(LogREDIS -9.987815 -3.472534 -2.879966 -2.576674 0.0000 COUNT_R)
D(LogREFIN -9.153274 -3.472534 -2.879966 -2.576674 0.0000 ANCING_R)
Nguồn: tính toán của tác giả.
33
Kết quả kiểm định theo phương pháp ADF cho thấy chuỗi dữ liệu không dừng ở chuỗi
gốc mà dừng ở sai phân bậc một. Ngoại trừ lãi suất tiền vay dừng ở mức ý nghĩa 5% và
10%.
Do vậy có thể kết luận rằng các chuỗi thời gian không dừng ở chuỗi dữ liệu gốc mà
dừng ở sai phân bậc một.
3.3.2 Độ trễ cho mô hình VAR
Để chọn được độ trễ tối ưu cho mô hình VAR, ta dùng công cụ Lag Structure trong
Eview đối với mô hình VAR. Kết quả lựa chọn độ trễ với các tiêu chuẩn lựa chọn khác
nhau.
Bảng 3. 2 Độ trễ tối ưu
Độ trễ tối ưu OVERNIGHT RATE GOVERNMENT RATE
8 REDISCOUNT RATE 1
8 REFINANCING RATE 2
Độ trễ tối ưu DEPOSIT RATE LENDING RATE
12 OVERNIGHT RATE 4
9 GOVERNMENT RATE 8
Nguồn: tính toán của tác giả.
3.3.3 Kiểm định đồng liên kết
Vì các chuỗi lãi suất gốc đều không dừng mà chỉ dừng ở sai phân bậc một nên nó chỉ
phản ánh mối quan hệ mang tính ngắn hạn. Do vậy ta tiến hành kiểm định đồng liên kết
các chuỗi lãi suất gốc nhằm mục đích kiểm tra mối quan hệ trong dài hạn của các chuỗi
dữ liệu.
34
Bảng 3.3 Kiểm định đồng liên kết theo phương pháp Johansen Test giữa lãi suất
chính sách và lãi suất thị trường
Lãi suất qua đêm Lãi suất trái phiếu chính phủ
Trace Critical Trace Critical
Statistic Value Statistic Value
Lãi suất tái Không có đồng liên kết Có đồng liên kết *,**
chiết khấu
Mức None* 9.529784 19.93711 16.83328 19.93711
ý At
nghĩa most
1% 1 2.801844 6.634897 4.318803 6.634897
Mức None* 9.529784 15.49471 16.83328 15.49471
ý At
nghĩa most 2.801844 3.841466 4.318803 3.841466
5% 1
Mức None* 9.529784 13.42878 16.83328 13.42878
ý At
nghĩa most 2.801844 2.705545 4.318803 2.705545
10% 1
Lãi suất tái Không có đồng liên kết Có đồng liên kết * cấp vốn
Mức None* 9.442513 19.93711 15.01530 19.93711
ý At 3.558315 6.634897 4.384348 6.634897
35
nghĩa most
1% 1
Mức None* 9.442513 15.49471 15.01530 15.49471
ý At
nghĩa most 3.558315 3.841466 4.384348 3.841466
5% 1
Mức None* 9.442513 13.42878 15.01530 13.42878
ý At
nghĩa most 3.558315 2.705545 4.384348 2.705545
10% 1
Nguồn: tính toán của tác giả.
Bảng 3.4 Kiểm định đồng liên kết theo phương pháp Johansen Test giữa lãi suất
thị trường và lãi suất bán lẻ
Lãi suất tiền gửi Lãi suất tiền vay
Trace Critical Trace Critical
Statistic Value Statistic Value
Lãi suất qua Không có đồng liên kết Có đồng liên kết *,**
đêm
Mức None* 11.89923 19.93711 15.80719 19.93711
ý At
nghĩa most 5.338150 6.634897 4.474953 6.634897
1% 1
Mức None* 11.89923 15.49471 15.80719 15.49471
36
ý At
nghĩa most 5.338150 3.841466 4.474953 3.841466
5% 1
Mức None* 11.89923 13.42878 15.80719 13.42878
ý At
nghĩa most 5.338150 2.705545 4.474953 2.705545
10% 1
Lãi suất trái
phiếu chính Không có đồng liên kết Có đồng liên kết *,**
phủ
Mức None* 12.00461 19.93711 17.71349 19.93711
ý At
nghĩa most 2.283214 6.634897 2.680302 6.634897
1% 1
Mức None* 12.00461 15.49471 17.71349 15.49471
ý At
nghĩa most 2.283214 3.841466 2.680302 3.841466
5% 1
Mức None* 12.00461 13.42878 17.71349 13.42878
ý At
nghĩa most 2.283214 2.705545 2.680302 2.705545
10% 1
Nguồn: tính toán của tác giả.
37
Giả thiết H0 là không tồn tại đồng liên kết. Ký hiệu *, **, *** cho biết giả thiết H0 bị
bác bỏ tại mức ý nghĩa 10%, 5%, 1%.
Ở đây có hai giả thiết H0: “None*”, nghĩa là không có đồng liên kết (đây là giả thiết ta
quan tâm nhất) và “At most 1”, nghĩa là có một mối quan hệ đồng liên kết. Để quyết
định bác bỏ hay chấp nhận giả thiết H0, ta so sánh giá trị“Trace Statistic” hoặc Max-
Eigen Statistic với critical value ở mức ý nghĩa xác định ở ô MHM.
Nếu Trace Statistic hoặc Max-Eigen Statistic < Critical Value, ta chấp nhận giả thiết
H0
Nếu Trace Statistic hoặc Max-Eigen Statistic > Critical Value, ta bác bỏ giả thiết H0
3.3.4 Hàm phản ứng xung (impulse response)
Hàm phản ứng xung trong mô hình VAR được ứng dụng để đo lường mức tác động
của cơ chế truyền dẫn lãi suất. Tốc độ truyền dẫn lãi suất được đo lường theo cơ chế
tác động từ lãi suất chính sách đến lãi suất thị trường và từ lãi suất thị trường đến lãi
suất bán lẻ.
Để ước lượng hệ số truyền dẫn lãi suất theo như định nghĩa, bước tiếp theo cần thiết
sau khi có được kết quả đo lường là chuyển cú sốc từ 1 độ lệch chuẩn thành tương ứng
1 phần trăm. Nhiều bài nghiên cứu khác nhau đã áp dụng một phương pháp được gọi là
chuẩn hóa cú sốc độ lệch chuẩn để đo lường mức độ truyền dẫn.
Kết quả tính toán hệ số truyền dẫn lãi suất được trình bày trong bảng sau:
Bảng 3. 5. Hệ số truyền dẫn lãi suất
Lãi suất qua đêm Lãi suất trái phiếu chính phủ
Lãi suất tái 0.018264785 0.0222981175 chiết khấu
Lãi suất tái 0.0395934643 0.005753749 cấp vốn
38
Lãi suất tiền gửi Lãi suất cho vay
Lãi suất qua 0.013743287 0.026107475 đêm
Lãi suất trái
phiếu chính 0.003968591 0.003755452
phủ
Nguồn: tính toán của tác giả.
Kết quả hồi quy cho thấy truyền dẫn từ lãi suất chính sách đến lãi suất thị trường và từ
lãi suất thị trường đến lãi suất bán lẻ đều không hoàn toàn. Kết quả này cho thấy truyền
dẫn lãi suất ít nhạy cảm .
Cụ thể ta xét hệ số truyền dẫn của từng cặp lãi suất. Đối với cặp lãi suất tái chiết khấu
và lãi suất qua đêm có hệ số truyền dẫn là 0,018%. Điều này có nghĩa 1% tăng lên
trong lãi suất tái chiết khấu sẽ khiến lãi suất qua đêm tăng lên 0,018%. Điều này chứng
tỏ lãi suất qua đêm ít nhạy cảm với sự thay đổi của lãi suất tái chiết khấu. Lý giải cho
điều này bởi thực tế là lãi suất tái chiết khấu thực ra chỉ là một dạng công cụ hành
chính. Khi chính phủ quy định lượng trái phiếu phát hành hoặc một tỷ lệ dự trữ bắt
buộc nào đó tùy theo chính sách tiền tệ lúc bấy giờ thì khả năng chiết khấu các giấy tờ
có giá cũng bị ràng buộc bởi các quy định đó. Do đó trước sự tăng giảm của lãi suất tái
chiết khấu thì lãi suất qua đêm thường phản ứng chậm chạp.
Truyền dẫn từ lãi suất tái cấp vốn đến lãi suất qua đêm cũng tương tự như vậy, khi có
sự thay đổi lãi suất tái cấp vốn thì lãi suất qua đêm phản ứng kém linh hoạt. 1% tăng
lên trong lãi suất tái cấp vốn chỉ dẫn đến mức tăng 0,04% trong lãi suất qua đêm. Các
khoản cho vay tái cấp vốn là các khoản cho vay mà NHTW sẽ cấp tín dụng có bảo đảm
cho các NHTM nhằm cung ứng vốn ngắn hạn cho các NHTM. Thực chất đây cũng là
các hoạt động mang tính hành chính nên lãi suất qua đêm cũng phản ứng khá chậm
chạp khi lãi suất tái cấp vốn thay đổi.Truyền dẫn từ lãi suất qua đêm và lãi suất trái
39
phiếu chính phủ đến lãi suất tiền gửi và cho vay cũng không đạt trạng thái hoàn toàn.
Hệ số truyền dẫn từ lãi suất qua đêm đến lãi suất tiền gửi và tiền vay lần lượt là
0.0137% và 0.026%. Trong ngắn hạn lãi suất tiền gửi và tiền vay đạt được sự ổn định
và ít chịu sự ảnh hưởng từ những biến động của lãi suất qua đêm. Thông thường,
NHNN điều hành lãi suất bán lẻ thông qua lãi suất cơ bản, bằng các biện pháp hành
chính của mình, NHNN khống chế không cho lãi suất tiền gửi và tiền vay vượt quá một
mức trần quy định. Ngoài ra còn do yếu tố cạnh tranh giữa các NHTM với nhau nên lãi
suất bán lẻ thường được giữ ổn định trong ngắn hạn. Ngược lại, lãi suất qua đêm biến
động liên tục tùy thuộc vào quan hệ cung cầu vốn vay trên thị trường liên ngân hàng.
Tùy vào trạng thái nợ có của các ngân hàng vào cuối ngày, các NHTM có các hoạt
động vay trả liên tục trên thị trường vay qua đêm. Do vậy, trong ngắn hạn lãi suất qua
đêm biến động mạnh hơn lãi suất bán lẻ. Xét trong khoảng thời gian dài hạn, các
NHTM sẽ xem xét điều chỉnh lãi suất tiền gửi và tiền vay cho phù hợp với cung cầu
vốn trên thị trường cũng như đạt được mức cân bằng hợp lý giữa lợi nhuận và chi phí.
Đến lúc này mới có sự chuyển dịch hoàn toàn từ lãi suất qua đêm đến lãi suất bán lẻ.
Quá trình truyền dẫn của lãi suất trái phiếu chính phủ đến lãi suất bán lẻ cũng diễn ra
tương tự, tức là không hoàn toàn trong ngắn hạn và truyền dẫn hoàn toàn trong dài hạn.
Quá trình truyền dẫn luôn có độ trễ nhất định. Hệ số này lần lượt là 0.04% đối với lãi
suất tiền gửi và 0.038% đối với lãi suất tiền vay. Lý do cũng được trình bày ở phần
trên, lãi suất tiền gửi và tiền vay chịu sự chi phối của NHNN bằng công cụ lãi suất cơ
bản nên truyền dẫn không đạt hiệu quả trong ngắn hạn. Trong dài hạn do có sự điều tiết
cho phù hợp với thị trường nên truyền dẫn đạt hiệu ứng tốt hơn.
3.3.5 Phân rã phương sai (Variance decomposition)
Như đã trình bày một trong những ứng dụng quan trọng của mô hình VAR là chức
năng phân rã phương sai nhằm phân tích mức tác động của cú sốc mỗi biến trong việc
giải thích biến động của một biến trong mô hình. Với hàm phản ứng xung, ta đo lường
40
được tốc độ truyền dẫn của lãi suất nhưng không phản ánh được vai trò tác động giữa
các loại lãi suất với nhau. Phân rã phương sai sẽ giải quyết các vấn đề đó.
Bảng 3.6. Mức độ truyền dẫn lãi suất
Lãi suất qua đêm Lãi suất trái phiếu chính
phủ
Lãi suất tái chiết khấu 8,554% 0,674%
Lãi suất tái cấp vốn 4,47% 12,617%
Lãi suất tiền gửi Lãi suất cho vay
Lãi suất qua đêm 43,111% 25,013%
Lãi suất trái phiếu chính 15,027% 10,726% phủ
Nguồn: tính toán của tác giả.
Biến động trong lãi suất qua đêm được giải thích chủ yếu bởi lãi suất tái chiết khấu. Ta
có thể thấy lãi suất qua đêm là lãi suất vay mượn lẫn nhau giữa các ngân hàng trên thị
trường liên ngân hàng, lên xuống tùy theo biến động của thị trường. Lãi suất này cũng
giống như lãi suất tái chiết khấu là căn cứ để các NHTM ấn định lãi suất huy động và
cho vay. Ngoài ra cả hai loại lãi suất trên đều biến động theo chiều hướng biến động lãi
suất trên thị trường tiền tệ nên chúng có khả năng tác động qua lại rất lớn.
Ngược lại, lãi suất tái cấp vốn dẫn truyền đến lãi suất trái phiếu chính phủ tốt hơn so
với lãi suất tái chiết khấu. Trái phiếu chính phủ cùng các loại giấy tờ có giá khác được
NHTW mua bán trên thị trường mở. Hiện nay, các nghiệp vụ thị trường mở vẫn được
điều hành theo định hướng của chính sách tiền tệ từng thời kỳ nên lãi suất trái phiếu
chính phủ cũng bị chi phối bởi các định hướng trong chính sách tiền tệ nhiều hơn. Các
hoạt động tái cấp vốn của NHTW cho các NHTM cũng thường dựa trên chiều hướng
41
của chính sách tiền tệ từng thời kỳ. Đó là lý do giải thích vì sao lãi suất tái cấp vốn có
thể dẫn truyền đến lãi suất trái phiếu chính phủ tốt hơn so với lãi suất tái chiết khấu.
Đối với lãi suất tiền gửi và tiền vay, lãi suất qua đêm đều dẫn truyền tốt hơn lãi suất
trái phiếu chính phủ do bởi lãi suất trái phiếu chính phủ vẫn còn mang nặng tính hành
chính. Trong khi đó, lãi suất qua đêm biến động dựa trên cung cầu thị trường và tác
động trực tiếp đến thanh khoản của các NHTM. Nếu lãi suất qua đêm đang ở mức cao,
các NHTM sẽ hạn chế vay mượn trên thị trường liên ngân hàng. Do vậy ta có thể thấy
được vai trò của lãi suất qua đêm trong việc ấn định lãi suất bán lẻ của các NHTM là
rất lớn
42
KẾT LUẬN CHƯƠNG 3
Kết quả cho thấy truyền dẫn từ lãi suất chính sách đến lãi suất thị trường và từ lãi suất
thị trường đến lãi suất bán lẻ đều không hoàn toàn trong ngắn hạn và hoàn toàn trong
dài hạn. Các chuỗi lãi suất đều không dừng ở lãi suất gốc mà dừng ở sai phân bậc một.
Ngoài ra, hiệu quả dẫn truyền của lãi suất qua đêm là khả quan nhất, nó tác động lớn
đến cả lãi suất cho vay và lãi suất tiền gửi.
43
CHƯƠNG 4: GIẢI PHÁP PHÁT HUY TÍCH CỰC CHÍNH SÁCH TIỀN TỆ
QUA CÔNG CỤ LÃI SUẤT
4.1. Giải pháp nâng cao hiệu quả truyền dẫn lãi suất
4.1.2. Tăng cường tính minh bạch trong chính sách tiền tệ
Tác động của minh bạch yếu kém đã làm cản trở sự phát triển của nền kinh tế Việt
Nam. Điều này giải thích lý do tại sao người ta đã lập luận rằng một trong những
nguồn gốc của sự bất ổn kinh tế hiện nay tại Việt Nam có thể có nguồn gốc từ việc
thiếu dữ liệu kinh tế kịp thời và đáng tin cậy, cộng với đó là sự yếu kém trong công tác
truyền thông về các thay đổi chính sách tới thị trường. Công khai thông tin có thể giảm
thiểu tính kém hiệu quả của thị trường. Tính minh bạch làm giảm thiểu sự bất ổn thị
trường do tính chủ quan của các nhà hoạch định chính sách gây ra, khiến cho chính
sách tiền tệ dễ dự đoán hơn, được sự ủng hộ lớn hơn từ công chúng và các thị trường
tài chính hoạt động hiệu quả hơn. Trong môi trường minh bạch thông tin về chính sách
tiền tệ, mức độ truyền dẫn lãi suất sẽ được nâng cao.
Theo Hahn(2002), minh bạch có thể được phân loại trên ba khía cạnh: minh bạch về
mục tiêu, thông tin và minh bạch trong hoạt động. Để minh bạch thông tin, NHTW có
thể phát hành các dự báo định kỳ liên quan về các chỉ số của nền kinh tế…Minh bạch
trong hoạt động thể hiện qua việc NHTW minh bạch trong việc sử dụng các công cụ
của chính sách tiền tệ như công bố các quyết định liên quan đến các mức lãi suất mục
tiêu.
4.1.3. Tự do hóa lãi suất, thông thoáng cấu trúc tài chính
Thực hiện tự do hóa lãi suất, làm thông thoáng cấu trúc tài chính, giúp cho lãi suất bán
lẻ nhanh chóng thay đổi theo cấu trúc thị trường. Tự do hóa làm cho hệ thống ngân
hàng tự chủ hơn dẫn đến lãi suất bán lẻ biến động phù hợp với cung cầu thị trường.
Những thay đổi trong lĩnh vực tài chính sẽ tác động đến các doanh nghiệp và các hộ gia
đình khiến họ thay đổi hành vi tiết kiệm và đầu tư theo hướng có lợi cho nền kinh tế.
44
Tự do hóa lãi suất mang lại hiệu quả trong cơ chế phân bổ vốn giữa các thành phần
kinh tế và cải thiện hiệu quả đầu tư, đảm bảo cho nền kinh tế tăng trưởng bền vững.
4.1.4. Xây dựng thị trường cạnh tranh hoàn hảo
Sự cứng nhắc về giá là một đặc trưng của thị trường cạnh tranh không hoàn hảo do sự
không chắc chắn về phản ứng của các đối thủ trước sự thay đổi giá. Để phá vỡ sự cứng
nhắc của lãi suất, nhất thiết cần phải xây dựng một thị trường cạnh tranh hoàn hảo
trong đó có cạnh tranh về giá giữa các ngân hàng trong hệ thống và giữa các ngân hàng
với các định chế tài chính trung gian khác. Sự cạnh tranh buộc các ngân hàng phải
giảm lãi suất cho vay, dẫn đến gia tăng đầu tư trong nền kinh tế, làm giảm rủi ro thanh
khoản do vậy cấu trúc tài chính dần đi vào ổn định.
4.1.5. Ổn định lãi suất, hạn chế những biến động xấu của thị trường
Ở nước ta, do điều kiện thị trường tài chính chưa phát triển, các kênh huy động vốn đối
với doanh nghiệp còn rất hạn chế nên nguồn vốn từ các Ngân hàng luôn đóng một vai
trò hết sức quan trọng, do đó, mặt bằng lãi suất trên thị trường hiện nay luôn có tác
động rất lớn đến hoạt động của các doanh nghiệp. Mọi sự biến động lãi suất trên thị
trường cũng đều ảnh hưởng trực tiếp đến lợi nhuận của DN hay nói cách khác là ảnh
hưởng trực tiếp đến quy mô và phạm vi của các hoạt động SXKD trong nền kinh tế. Ổn
định lãi suất, tránh những biến động không tốt của lãi suất ảnh hưởng đến tính ổn định
của kinh tế vĩ mô.
Ngoài ra, các yếu tố phi lãi suất như chi phí thực đơn, chi phí chuyển đổi cũng ảnh
hưởng đến sự truyền dẫn lãi suất. Ngân hàng sẽ không điều chỉnh lãi suất nếu họ nhận
thấy sự thay đổi trong lãi suất thị trường tiền tệ là nhất thời. Sự thay đổi trong lãi suất ở
các thị trường tiền tệ có thanh khoản không chắc chắn sẽ không chuyển hóa thành sức
đẩy lên chính sách tiền tệ.Như vậy sự điều chỉnh lãi suất cho vay sẽ thấp hơn.
45
4.1.6. Phát triển thị trường tài chính
Phát triển thị trường tài chính hoàn hảo trong đó không có sự tồn tại của những rào cản
trong sự dịch chuyển vốn, phát triển thị trường cho các công cụ tiền tệ ngắn hạn(như
chứng chỉ tiền gửi hoặc trái phiếu). Bên cạnh đó, các nhà làm chính sách cần xây dựng
một thị trường không có rào cản trong cạnh tranh giữa các ngân hàng, xóa bỏ mọi rào
cản gia nhập thị trường. Do vậy, nguồn vốn trong nền kinh tế được lưu thông tự do,
mức độ lưu hành tiền tệ được nâng cao. Kết quả là mức độ và tốc độ truyền dẫn lãi suất
được nâng cao đáng kể.
Trên hết, NHTW cần có những chính sách linh hoạt, phù hợp với từng giai đoạn và
bối cảnh cụ thể để phát huy tốt nhất hiệu quả của chính sách tiền tệ thông qua kênh
truyền dẫn lãi suất.
4.2. Định hướng chính sách lãi suất
4.2.1. Đảm bảo tính ổn định của chính sách lãi suất
Chính sách lãi suất là một công cụ của CSTT, vì vậy, mục tiêu theo đuổi của chính
sách lãi suất phải nằm trong mục tiêu của CSTT, quá trình hoàn thiện cơ chế điều hành
lãi suất trong từng thời kỳ luôn phải đảm bảo mục tiêu bao trùm của CSTT là ổn định
tiền tệ, kiểm soát lạm phát, hỗ trợ tăng trưởng kinh tế và ổn định kinh tế vĩ mô. Điều đó
có nghĩa, sự thay đổi cơ chế điều hành lãi suất không được gây ra những cú sốc thị
trường, đảm bảo tính ổn định và thực hiện các mục tiêu kiểm soát lạm phát, tăng
trưởng kinh tế. Ngoài ra, như đã nói ở trên, ổn định lãi suất cũng là một nhân tố góp
phần gia tăng hiệu quả truyền dẫn lãi suất.
Để thực hiện nhiệm vụ đó, bên cạnh sự nỗ lực của toàn ngành Ngân hàng, cũng rất cần
thiết phải có sự chỉ đạo sát sao của Chính phủ và sự phối hợp chặt chẽ của các bộ,
ngành hữu quan trong việc cơ cấu lại thị trường tài chính, giảm dần cho vay với lãi suất
ưu đãi, phát triển các thị trường nợ một cách có hiệu quả, từ đó sẽ giảm bớt gánh nặng
46
cho khu vực ngân hàng trong việc cung cấp vốn phục vụ cho các mục tiêu phát triển
kinh tế của cả nước.
4.2.2. Thực hiện đồng bộ kiềm chế lạm phát và tăng trưởng kinh tế, ổn định kinh
tế vĩ mô thông qua tự do hóa lãi suất
Hai vấn đề mà chính sách lãi suất cần giải quyết, đó là áp lực lạm phát gắn với hỗ trợ
tăng trưởng kinh tế và ổn định kinh tế vĩ mô, theo đó, chính sách này phải giải quyết
được những mối quan hệ ràng buộc và bất cập hiện nay nhưng đồng thời cùng với các
công cụ chính sách khác thúc đẩy thị trường tiền tệ phát triển. Do vậy, tự do hóa lãi
suất là mục tiêu cần hướng tới để đảm bảo sự vận hành của thị trường về cơ bản tuân
theo qui luật cung cầu, phân bổ nguồn vốn hợp lý. Song với thực trạng nền kinh tế
đang phải đối mặt cùng với những bất cập của thị trường tiền tệ thì áp dụng cơ chế
kiểm soát lãi suất trực tiếp là cần thiết, và từng bước tạo dựng những điều kiện cần
thiết để tự do hóa lãi suất.
4.2.3. Hoàn thiện cơ chế hình thành lãi suất cơ bản
Trước mắt là phải thiết lập một mức lãi suất cơ bản định hướng được lãi suất thị
trường. Theo kinh nghiệm của một số nước trên thế giới, để có thể phát huy được tốt
vai trò định hướng của lãi suất cơ bản thì bản thân NHTW của quốc gia đó phải xác
định được những mục tiêu điều hành cụ thể trên cơ sở định lượng cụ thể về lạm phát,
tăng trưởng, hoặc lãi suất ngắn hạn mà tại đó nền kinh tế đạt trạng thái cân bằng. Vì
vậy, việc hoàn thiện cơ chế hình thành lãi suất cơ bản - làm cơ sở định hướng chuẩn
mực cho lãi suất thị trường liên ngân hàng, thị trường tiền tệ là một việc cần thiết phải
thực hiện trong thời gian này.
4.2.4. Hình thành đồng bộ các mức lãi suất chỉ đạo
Trên cơ sở mức lãi suất cơ bản, hình thành đồng bộ các mức lãi suất chỉ đạo, như lãi
suất tái cấp vốn, lãi suất chiết khấu, lãi suất cho vay qua đêm và lãi suất nghiệp vụ thị
trường mở nhằm chủ động điều tiết lãi suất thị trường và các hành vi cho vay, đi vay
47
của các thành viên trên thị trường tiền tệ. Lượng tiền cung ứng sẽ được điều tiết hợp lý
để đảm bảo các mức lãi suất mục tiêu.
4.2.5. Hỗ trợ thanh khoản đối với NHTM với kỳ hạn dài và tiến tới dỡ bỏ trần lãi
suất huy động
Đối với lãi suất huy động, do những bất cập về cấu trúc thị trường hiện nay làm nảy
sinh tình trạng cạnh tranh lãi suất thiếu lành mạnh, cũng như là diễn biến của lãi suất
thực huy động có thể làm kỳ vọng lạm phát gia tăng nên việc thực hiện duy trì mức lãi
suất trần trong giai đoạn này là cần thiết để bình ổn mặt bằng lãi suất.
Đồng thời trong thời gian này, NHNN cũng sẽ tích cực hỗ trợ thanh khoản đối với
NHTM với kỳ hạn dài hơn, khối lượng lớn hơn so với trước đây, hỗ trợ thông qua tái
cấp vốn và hoán đổi ngoại tệ và chỉ đạo các NHTM nhà nước giữ vai trò chủ đạo trong
cung ứng vốn và điều chỉnh lãi suất giảm dần phù hợp diễn biến nền kinh tế.
Tuy nhiên, về lâu dài, khi các xu hướng đầu tư đã rõ nét, nền kinh tế dần ổn định thì
việc tháo dỡ trần lãi suất huy động cũng sẽ được thực hiện nhằm tuân thủ các nguyên
tắc trên con đường tự do hóa lãi suất đã lựa chọn.
48
KẾT LUẬN CHƯƠNG 4
Mặt bằng lãi suất giảm và tỷ giá ổn định là một trong những điểm sáng của bức
tranh kinh tế vĩ mô trong năm qua. Sau những năm có nhiều bất ổn, xáo trộn, các
giải pháp thực hiện chính sách tiền tệ dần lấy lại sự ổn định, lòng tin vào đồng Việt
Nam được củng cố, giảm mặt bằng lãi suất VND, góp phần hỗ trợ sản xuất kinh
doanh, tăng trưởng tín dụng. Cùng với đó, tình trạng đô la hóa từng bước giảm bớt,
dự trữ ngoại hối tăng đáng kể, duy trì được ổn định thị trường ngoại hối và tỷ giá.
Để đạt được những kết quả kể trên là nhờ vào việc thực hiện một cách chủ động,
linh hoạt, đồng bộ các giải pháp và định hướng của chính sách tiền tệ trong thời
gian qua. Tất cả các giải pháp trên đều nhằm mục tiêu ổn định mặt bằng lãi suất,
thực hiện các mục tiêu của chính sách tiền tệ đã đề ra. Quan trọng nhất là giải quyết
được mâu thuẫn giữa một bên là kiềm chế lạm phát và ổn định kinh tế vĩ mô.
49
KẾT LUẬN
Tổng kết kết quả nghiên cứu
Nội dung chính của bài này hướng đến nghiên cứu truyền dẫn lãi suất tại Việt Nam
thông qua việc xác định mức độ truyền dẫn lãi suất trong ngắn hạn và dài hạn. Quá
trình nghiên cứu bắt đầu bằng việc kiểm định tính dừng của các chuỗi dữ liệu gốc và
chuỗi sai phân bậc một. Tiếp theo, ta kiểm định đồng liên kết để xác định mối quan hệ
dài hạn giữa các loại lãi suất. Quá trình nghiên cứu thực nghiệm được tiếp tục bằng
việc tiến hành chạy mô hình VAR để xác định hệ số truyền dẫn và mức độ tác động
của cơ chế truyền dẫn lãi suất.
Kết quả nghiên cứu cho thấy chuỗi lãi suất không dừng ở dữ liệu gốc mà dừng ở sai
phân bậc một. Thực nghiệm nghiên cứu cho thấy rằng truyền dẫn lãi suất từ lãi suất
chính sách đến lãi suất thị trường và lãi suất thị trường đến lãi suất bán lẻ đều không
hoàn toàn. Xét về hiệu quả truyền dẫn, hiệu quả dẫn truyền của lãi suất qua đêm là khả
quan nhất, nó tác động lớn đến cả lãi suất cho vay và lãi suất tiền gửi.
Đóng góp của luận văn
Bằng những mô hình nghiên cứu thực nghiệm, bài nghiên cứu đã xác định hiệu quả và
mức độ truyền dẫn lãi suất ở Việt Nam. Dựa vào hiệu quả và mức độ truyền dẫn lãi
suất chính sách đến lãi suất thị trường và lãi suất thị trường đến lãi suất bán lẻ giúp các
nhà hoạch định chính sách có giải pháp điều hành chính sách tiền tệ hợp lý, cụ thể là có
thể lựa chọn thời điểm thích hợp đưa ra các thay đổi lãi suất, mức độ điều chỉnh tăng
giảm lãi suất và các loại lãi suất cần thay đổi nhằm đạt được hiệu quả truyền dẫn tốt
nhất.
Dựa trên kết quả nghiên cứu có thể thấy được truyền dẫn lãi suất hiện nay ở Việt Nam
chưa đạt được hiệu quả như mong muốn. Đa phần lãi suất đều truyền dẫn không hoàn
toàn. Lý do dẫn đến thực tế này là các lãi suất điều hành còn mang nặng tính hành
chính, chỉ thị và chưa phát huy hết tác dụng của nó.
50
Để khắc phục tình trạng này thiết nghĩ cần xác định nền tảng kỹ thuật cụ thể cho lãi
suất cơ bản nhằm điều hành lãi suất cơ bản phù hợp với thực tế, hướng đến cơ chế vận
hành lãi suất theo đúng quy luật thị trường và phối hợp nhịp nhàng giữa các kênh
truyền dẫn lãi suất khác nhau. Cuối cùng, chính sách tiền tệ cần có sự minh bạch và các
ngân hàng thương mại cạnh tranh lẫn nhau một cách lành mạnh, cò như vậy lãi suất
mới được truyền dẫn hoàn toàn và hiệu quả.
Ngoài ra, bất cứ một chính sách nào cũng đều có độ trễ của nó, và truyền dẫn lãi suất
cũng không là một ngoại lệ. Hiểu được điều này, các nhà điều hành lãi suất cần có một
lộ trình quản lý thích hợp. Thực tế điều hành lãi suất hiện nay cho thấy chính phủ đang
chủ trương hạ lãi suất. Chính phủ đã ban hành Nghị quyết về phiên họp thường kỳ
tháng 3-2013, trong đó yêu cầu Ngân hàng Nhà nước tiếp tục điều hành giảm lãi suất
cho vay, với mục tiêu ổn định nền kinh tế, tiếp sức cho các doanh nghiệp duy trì, ổn
định sản xuất, kinh doanh. Có ý kiến cho rằng, chủ trương hạ lãi suất là đúng và cần
thiết, vì lãi suất cho vay cao thì doanh nghiệp khó tồn tại và cạnh tranh dẫn đến cả nền
kinh tế gặp khó khăn. Tuy nhiên, nếu tiếp tục hạ lãi suất quá nhanh sẽ là bước đi mạo
hiểm. Lộ trình đi vào thực hiện đương nhiên bao giờ cũng có “độ trễ” và đồng thời sẽ
phụ thuộc vào các tiêu chí mà các ngân hàng đề ra cho các khoản vay, đối tượng vay.
PHỤ LỤC 1
BẢNG SỐ LIỆU
Rediscount Rate Refinancing Rate Lending Rate Deposit Rate Overnight rate
Government Securities, Treasury Bills OBS
10.800 3.600 6.000 2000 Jan
10.800 3.600 6.000 2000 Feb
10.800 3.600 5.700 2000 Mar
10.800 3.600 5.700 2000 Apr 4.8 5.4
10.800 3.600 5.400 2000 May 4.8 5.4
10.800 3.540 5.100 2000 Jun 4.8 5.4
4.8 5.4 2000 Jul 10.800 3.540 5.000
10.200 3.540 5.100 2000 Aug 4.2 4.8
10.200 3.540 5.100 2000 Sep 4.2 4.8
10.200 3.720 5.200 2000 Oct 4.2 4.8
10.200 3.720 5.300 2000 Nov 5.4 6
10.200 4.240 5.400 2000 Dec 5.4 6
10.650 5.400 5.400 2001 Jan 5.4 6
10.800 5.160 5.400 2001 Feb 5.4 6
10.500 5.160 5.500 2001 Mar 5.4 6
9.450 5.400 5.450 2001 Apr 4.8 5.4
9.600 4.680 5.450 2001 May 4.8 5.4
9.000 4.800 5.450 2001 Jun 4.8 5.4
4.8 4.8 2001 Jul 9.000 4.800 5.510
9.000 5.400 5.640 2001 Aug 4.8 4.8
9.000 5.400 5.800 2001 Sep 4.8 4.8
9.000 5.900 5.700 2001 Oct 4.8 4.8
8.520 5.850 5.250 2001 Nov 4.8 4.8
8.520 5.700 5.330 2001 Dec 4.8 4.8
4.8 4.8 8.550 5.850 5.670 2002
Jan
8.500 5.850 5.750 2002 Feb 4.8 4.8
8.500 6.000 5.750 2002 Mar 4.8 4.8
8.460 6.390 5.850 2002 Apr 4.8 4.8
8.460 6.390 6.000 2002 May 4.8 4.8
9.330 6.390 6.000 2002 Jun 4.8 4.8
2002 Jul 9.540 6.540 6.010 4.8 4.8
9.480 6.780 6.100 2002 Aug 4.8 4.8
9.480 6.780 6.100 2002 Sep 4.8 4.8
9.480 6.780 5.980 2002 Oct 4.8 4.8
9.480 6.780 5.830 2002 Nov 4.8 4.8
9.480 6.840 5.980 2002 Dec 4.8 4.8
9.480 6.780 6.160 2003 Jan 4.8 4.8
9.300 6.840 6.200 2003 Feb 4.8 4.8
9.460 6.990 6.200 2003 Mar 4.8 6.6
9.420 6.990 6.250 2003 Apr 4.8 6.6
9.460 6.990 6.250 2003 May 4.8 6.6
9.460 7.140 6.250 2003 Jun 4.8 6
2003 Jul 9.530 7.140 6.200 4.8 6
9.530 6.560 6.070 2003 Aug 3 5
9.570 6.120 5.160 2003 Sep 3 5
9.470 5.970 4.880 2003 Oct 3 5
9.540 5.970 5.050 2003 Nov 3 5
9.540 5.970 5.250 2003 Dec 3 5
9.540 5.970 5.500 2004 Jan 3 5
9.540 5.970 5.500 2004 Feb 3 5
9.540 5.970 5.680 2004 Mar 3 5
3 5 9.540 5.970 5.720 2004
Apr
9.540 5.970 5.600 2004 May 3 5
9.540 5.970 5.800 2004 Jun 3 5
2004 Jul 9.540 5.970 5.850 3 5
9.630 6.210 5.850 2004 Aug 3 5
9.870 6.480 5.850 2004 Sep 3 5
10.010 6.510 5.850 2004 Oct 3 5
10.250 6.540 5.850 2004 Nov 3 5
10.250 6.540 5.450 2004 Dec 3 5
11.100 6.540 5.950 2005 Jan 3.5 5
11.100 6.540 6.000 2005 Feb 3.5 5.5
10.800 6.540 6.030 2005 Mar 3.5 5.5
10.800 7.200 6.080 2005 Apr 3.5 5.5
11.030 7.200 6.100 2005 May 3.5 5.5
11.030 7.200 6.190 2005 Jun 4 6
2005 Jul 11.030 7.200 6.200 4 6
11.180 7.200 6.250 2005 Aug 4 6
11.180 7.530 6.150 2005 Sep 4 6
11.400 7.530 6.090 2005 Oct 4 6
11.400 7.530 6.180 2005 Nov 4 6
11.175 7.530 6.300 2005 Dec 4.5 6.5
11.175 7.530 6.300 2006 Jan 4.5 6.5
11.175 7.650 6.280 2006 Feb 4.5 6.5
11.175 7.650 6.250 2006 Mar 4.5 6.5
11.175 7.650 5.870 2006 Apr 4.5 6.5
11.175 7.530 5.680 2006 May 4.5 6.5
11.175 7.650 5.120 2006 Jun 4.5 6.5
4.5 6.5 2006 Jul 11.175 7.650 4.041
11.175 7.650 3.707 2006 Aug 4.5 6.5
11.175 7.650 3.443 2006 Sep 4.5 6.5
11.180 7.650 3.360 2006 Oct 4.5 6.5
11.180 7.650 3.350 2006 Nov 4.5 6.5
11.180 7.650 3.340 2006 Dec 4.5 6.5
11.180 7.680 3.510 2007 Jan 4.5 6.5
11.180 7.680 3.560 2007 Feb 4.5 6.5
11.180 7.650 3.820 2007 Mar 4.5 6.5
11.180 7.650 3.910 2007 Apr 4.5 6.5
11.180 7.650 4.030 2007 May 4.5 6.5
11.180 7.440 4.300 2007 Jun 4.5 6.5
4.5 6.5 2007 Jul 11.180 7.440 4.700
11.180 7.440 4.800 2007 Aug 4.5 6.5
4.5 6.5 11.180 7.440 4.800 2007
Sep
11.180 7.440 4.800 2007 Oct 4.5 6.5
11.180 7.200 4.800 2007 Nov 4.5 6.5
11.180 7.200 4.800 2007 Dec 4.5 6.5
11.180 7.200 8.210 2008 Jan 4.5 6.5
11.180 8.970 8.210 2008 Feb 6 7.5
14.595 11.190 8.210 2008 Mar 6 7.5
14.265 11.520 8.210 2008 Apr 6 7.5
16.529 13.250 8.210 2008 May 11 13
19.114 16.635 8.210 2008 Jun 13 15
13 15 2008 Jul 20.250 16.890 8.210
20.190 17.160 15.600 2008 Aug 13 15
19.860 16.920 15.400 2008 Sep 13 15
18.000 15.240 14.154 2008 Oct 13 15
13.260 10.020 10.854 2008 Nov 10.5 13
10.980 7.770 8.560 2008 Dec 7.5 9.5
10.080 6.990 7.490 2009 Jan 7.5 9.5
9.390 6.540 6.000 2009 Feb 6 8
9.150 7.110 6.880 2009 Mar 6 8
9.150 7.170 7.200 2009 Apr 5 7
9.600 7.320 7.480 2009 May 5 7
9.960 7.500 8.180 2009 Jun 5 7
5 7 2009 Jul 9.960 7.620 8.360 5.778
10.260 7.950 8.300 2009 Aug 5 7 6.952
10.350 8.130 8.300 2009 Sep 5 7 6.787
10.464 8.400 9.000 2009 Oct 5 7 6.906
10.464 9.960 9.130 2009 Nov 5 7 7.630
6 8 12.000 10.230 10.110 10.037 2009
Dec
12.000 10.230 10.600 2010 Jan 6 8 8.935
12.000 10.230 10.600 2010 Feb 6 8 8.214
12.000 10.320 11.690 2010 Mar 6 8 7.330
13.860 10.965 11.690 2010 Apr 6 8 6.837
13.230 11.175 11.690 2010 May 6 8 6.781
13.230 11.223 11.690 2010 Jun 6 8 6.444
6 8 6.517 2010 Jul 13.250 11.100 11.690
13.000 11.100 11.690 2010 Aug 6 8 6.619
13.251 11.100 11.690 2010 Sep 6 8 6.708
13.251 11.004 11.690 2010 Oct 6 8 9.938
13.251 12.000 11.690 2010 Nov 7 9 10.518
15.300 13.878 11.690 2010 Dec 7 9 10.628
15.300 13.878 11.690 2011 Jan 7 9 11.867
16.418 14.004 11.690 2011 Feb 7 11 10.891
16.418 14.004 11.690 2011 Mar 12 12 13.308
17.910 14.004 11.690 2011 Apr 12 13 13.146
18.075 14.004 11.690 2011 May 13 14 12.643
18.075 14.004 11.690 2011 Jun 13 14 12.404
2011 Jul 18.090 14.004 11.690 13 14 12.310
18.090 14.004 12.600 2011 Aug 13 14 10.862
17.550 14.004 12.100 2011 Sep 13 14 12.490
16.695 14.004 12.100 2011 Oct 13 15 12.666
15.510 14.004 12.100 2011 Nov 13 15 13.418
15.315 14.004 12.100 2011 Dec 13 15 14.105
15.440 14.004 12.100 2012 Jan 13 15 14.503
15.360 14.004 11.200 2012 Feb 13 15 13.052
12 14 15.100 12.960 11.470 10.943 2012
Mar
14.700 12.000 11.300 2012 Apr 11 13 8.615
14.300 11.040 9.190 2012 May 11 13 5.316
12.600 9.000 5.670 2012 Jun 9 11 4.857
2012 Jul 12.500 9.000 8.500 8 10 5.752
12.490 9.000 8.500 2012 Aug 8 10 4.081
12.490 9.000 6.400 2012 Sep 8 10 3.932
12.370 9.000 7.160 2012 Oct 8 10 3.112
12.370 9.000 6.960 2012 Nov 8 10 2.392
2012 Dec 8 10 3.538
2013 Jan 6 9 3.022
2013 Feb 6 9 3.230
2013 Mar 6 9 3.024
2013 Apr 5 7 2.977
2013 May 5 7 1.786
2013 Jun 0.992
PHỤ LỤC 2 KẾT QUẢ HỒI QUY KIỂM ĐỊNH CHUỖI DỮ LIỆU GỐC BẰNG PHƯƠNG PHÁP ADF UNIT ROOT TEST
Null Hypothesis: DEP_RATE has a unit root Exogenous: Constant Lag Length: 1 (Automatic based on SIC, MAXLAG=13) 1% level 5% level 10% level Augmented Dickey-Fuller test statistic Test critical values: t-Statistic -2.809299 -3.473382 -2.880336 -2.576871
*MacKinnon (1996) one-sided p-values. Augmented Dickey-Fuller Test Equation Dependent Variable: D(DEP_RATE) Method: Least Squares Date: 07/14/14 Time: 20:14 Sample (adjusted): 2000M03 2012M11 Included observations: 153 after adjustments
Coefficient Std. Error t-Statistic Prob.
Prob.* 0.0593
-0.042911 0.015274 0.550739 0.067472 0.369501 0.134613 -2.809299 0.0056 8.162539 0.0000 2.744907 0.0068
Variable DEP_RATE(-1) D(DEP_RATE(-1)) C R-squared Adjusted R-squared S.E. of regression Sum squared resid 0.321868 Mean dependent var 0.312826 S.D. dependent var 0.595564 Akaike info criterion 53.20447 Schwarz criterion 0.035294 0.718447 1.820797 1.880218
Log likelihood F-statistic Prob(F-statistic)
-136.2910 Hannan-Quinn criter. 1.844935 1.994819 35.59788 Durbin-Watson stat 0.000000
Null Hypothesis: GOV_RATE has a unit root Exogenous: Constant Lag Length: 0 (Automatic based on SIC, MAXLAG=13) 1% level 5% level 10% level Augmented Dickey-Fuller test statistic Test critical values: t-Statistic -2.100284 -3.473096 -2.880211 -2.576805
*MacKinnon (1996) one-sided p-values. Augmented Dickey-Fuller Test Equation Dependent Variable: D(GOV_RATE) Method: Least Squares Date: 07/14/14 Time: 20:15 Sample (adjusted): 2000M02 2012M11 Included observations: 154 after adjustments
Coefficient Std. Error t-Statistic Prob.
Prob.* 0.2450
-0.055777 0.026557 0.409457 0.205386 -2.100284 0.0374 1.993597 0.0480
Variable GOV_RATE(-1) C R-squared Adjusted R-squared S.E. of regression Sum squared resid Log likelihood F-statistic Prob(F-statistic) 0.028203 Mean dependent var 0.006234 0.915617 0.021809 S.D. dependent var 0.905578 Akaike info criterion 2.652415 124.6508 Schwarz criterion 2.691856 -202.2359 Hannan-Quinn criter. 2.668436 4.411192 Durbin-Watson stat 1.766052 0.037355
Augmented Dickey-Fuller test statistic Test critical values:
Null Hypothesis: LEND_RATE has a unit root Exogenous: Constant Lag Length: 2 (Automatic based on SIC, MAXLAG=13) 1% level 5% level 10% level t-Statistic -3.286473 -3.473672 -2.880463 -2.576939
*MacKinnon (1996) one-sided p-values. Augmented Dickey-Fuller Test Equation Dependent Variable: D(LEND_RATE) Method: Least Squares Date: 07/14/14 Time: 20:16 Sample (adjusted): 2000M04 2012M11 Included observations: 152 after adjustments
Coefficient Std. Error t-Statistic Prob.
Prob.* 0.0172
-0.065867 0.020042 0.324814 0.077799 0.256386 0.079463 0.770037 0.238687 -3.286473 0.0013 4.175062 0.0001 3.226464 0.0015 3.226144 0.0015
Variable LEND_RATE(-1) D(LEND_RATE(-1)) D(LEND_RATE(-2)) C
R-squared Adjusted R-squared S.E. of regression Sum squared resid Log likelihood F-statistic Prob(F-statistic) 0.243837 Mean dependent var 0.010329 0.228509 S.D. dependent var 0.737476 0.647758 Akaike info criterion 1.995365 62.09946 Schwarz criterion 2.074941 -147.6478 Hannan-Quinn criter. 2.027692 15.90832 Durbin-Watson stat 2.023548 0.000000
Null Hypothesis: OVER_RATE has a unit root Exogenous: Constant Lag Length: 0 (Automatic based on SIC, MAXLAG=9)
t-Statistic -0.355297 -3.577723 -2.925169 -2.600658 1% level 5% level 10% level Augmented Dickey-Fuller test statistic Test critical values:
*MacKinnon (1996) one-sided p-values. Augmented Dickey-Fuller Test Equation Dependent Variable: D(OVER_RATE) Method: Least Squares Date: 07/14/14 Time: 20:17 Sample (adjusted): 2009M08 2013M06 Included observations: 47 after adjustments
Coefficient Std. Error t-Statistic Prob.
Prob.* 0.9082
-0.017166 0.048313 0.038352 0.432799 -0.355297 0.7240 0.088613 0.9298
Variable OVER_RATE(-1) C R-squared Adjusted R-squared S.E. of regression Sum squared resid Log likelihood F-statistic Prob(F-statistic) - 0.101821 0.002797 Mean dependent var -0.019363 S.D. dependent var 1.208327 1.219969 Akaike info criterion 3.277150 3.355880 66.97465 Schwarz criterion -75.01302 Hannan-Quinn criter. 3.306777 0.126236 Durbin-Watson stat 1.557808 0.724027
Augmented Dickey-Fuller test statistic Test critical values: Null Hypothesis: REDIS_RATE has a unit root Exogenous: Constant Lag Length: 1 (Automatic based on SIC, MAXLAG=13) 1% level 5% level t-Statistic -2.134133 -3.472534 -2.879966 Prob.* 0.2317
-2.576674 10% level
*MacKinnon (1996) one-sided p-values. Augmented Dickey-Fuller Test Equation Dependent Variable: D(REDIS_RATE) Method: Least Squares Date: 07/14/14 Time: 20:17 Sample (adjusted): 2000M06 2013M05 Included observations: 156 after adjustments
Coefficient Std. Error t-Statistic Prob.
-0.045325 0.021238 0.236324 0.078541 0.271594 0.140709 -2.134133 0.0344 3.008907 0.0031 1.930178 0.0554
Variable REDIS_RATE(-1) D(REDIS_RATE(-1)) C
R-squared Adjusted R-squared S.E. of regression Sum squared resid Log likelihood F-statistic Prob(F-statistic) 0.073281 Mean dependent var 0.001282 0.061167 S.D. dependent var 0.786580 0.762144 Akaike info criterion 2.313681 88.87212 Schwarz criterion 2.372332 -177.4671 Hannan-Quinn criter. 2.337503 6.049294 Durbin-Watson stat 2.059202 0.002962
Null Hypothesis: REFINAN_RATE has a unit root Exogenous: Constant Lag Length: 1 (Automatic based on SIC, MAXLAG=13)
*MacKinnon (1996) one-sided p-values.
Augmented Dickey-Fuller test statistic 1% level Test critical values: 5% level 10% level t-Statistic -2.121484 -3.472534 -2.879966 -2.576674 Prob.* 0.2366
Augmented Dickey-Fuller Test Equation Dependent Variable: D(REFINAN_RATE) Method: Least Squares Date: 07/14/14 Time: 20:18 Sample (adjusted): 2000M06 2013M05 Included observations: 156 after adjustments
Coefficient Std. Error t-Statistic Prob.
-0.039182 0.018469 0.313900 0.076631 0.302686 0.150132 -2.121484 0.0355 4.096230 0.0001 2.016127 0.0455
Variable REFINAN_RATE(-1) D(REFINAN_RATE(-1)) C
R-squared Adjusted R-squared S.E. of regression Sum squared resid Log likelihood F-statistic Prob(F-statistic) 0.113287 Mean dependent var 0.010256 0.101696 S.D. dependent var 0.738803 0.700229 Akaike info criterion 2.144225 2.202877 75.01911 Schwarz criterion -164.2496 Hannan-Quinn criter. 2.168047 9.773682 Durbin-Watson stat 2.053796 0.000101
PHỤ LỤC 2 KẾT QUẢ HỒI QUY KIỂM ĐỊNH CHUỖI DỮ LIỆU GỐC BẰNG PHƯƠNG PHÁP ADF UNIT ROOT TEST
Null Hypothesis: D(DEP_RATE) has a unit root Exogenous: Constant Lag Length: 0 (Automatic based on SIC, MAXLAG=13) 1% level 5% level 10% level Augmented Dickey-Fuller test statistic Test critical values: t-Statistic -6.763660 -3.473382 -2.880336 -2.576871 *MacKinnon (1996) one-sided p-values. Augmented Dickey-Fuller Test Equation Prob.* 0.0000
Dependent Variable: D(DEP_RATE,2) Method: Least Squares Date: 07/19/14 Time: 23:04 Sample (adjusted): 2000M03 2012M11 Included observations: 153 after adjustments
Coefficient Std. Error t-Statistic Prob.
-0.465034 0.068755 0.016413 0.049295 -6.763660 0.0000 0.332955 0.7396
Variable D(DEP_RATE(-1)) C R-squared Adjusted R-squared S.E. of regression Sum squared resid Log likelihood F-statistic Prob(F-statistic) 0.232517 Mean dependent var 1.15E-17 0.692871 0.227435 S.D. dependent var 0.609004 Akaike info criterion 1.859002 56.00379 Schwarz criterion 1.898616 -140.2137 Hannan-Quinn criter. 1.875094 45.74709 Durbin-Watson stat 1.948863 0.000000
*MacKinnon (1996) one-sided p-values.
Null Hypothesis: D(GOV_RATE) has a unit root Exogenous: Constant Lag Length: 0 (Automatic based on SIC, MAXLAG=13) 1% level 5% level 10% level Augmented Dickey-Fuller test statistic Test critical values: t-Statistic -11.19533 -3.473382 -2.880336 -2.576871
Augmented Dickey-Fuller Test Equation Dependent Variable: D(GOV_RATE,2) Method: Least Squares Date: 07/19/14 Time: 23:05 Sample (adjusted): 2000M03 2012M11 Included observations: 153 after adjustments
Prob.* 0.0000
Coefficient Std. Error t-Statistic Prob.
D(GOV_RATE(-1)) -0.907292 0.081042 0.005572 0.074194 -11.19533 0.0000 0.075096 0.9402
Variable C R-squared Adjusted R-squared S.E. of regression Sum squared resid Log likelihood F-statistic Prob(F-statistic)
- 0.001307 0.453563 Mean dependent var 0.449944 S.D. dependent var 1.237354 0.917693 Akaike info criterion 2.679078 2.718692 127.1662 Schwarz criterion -202.9495 Hannan-Quinn criter. 2.695170 125.3355 Durbin-Watson stat 1.984119 0.000000
Augmented Dickey-Fuller test statistic Test critical values:
*MacKinnon (1996) one-sided p-values.
Null Hypothesis: D(LEND_RATE) has a unit root Exogenous: Constant Lag Length: 4 (Automatic based on SIC, MAXLAG=13) t-Statistic -6.553657 -3.474567 -2.880853 -2.577147 1% level 5% level 10% level
Coefficient Std. Error t-Statistic Prob.
Augmented Dickey-Fuller Test Equation Dependent Variable: D(LEND_RATE,2) Method: Least Squares Date: 07/19/14 Time: 23:05 Sample (adjusted): 2000M07 2012M11 Included observations: 149 after adjustments Prob.* 0.0000
Variable D(LEND_RATE(-1)) D(LEND_RATE(-1),2) D(LEND_RATE(-2),2) -0.724764 0.110589 0.004678 0.107444 0.242381 0.102136 -6.553657 0.043540 2.373115 0.0000 0.9653 0.0190
0.326092 0.095999 0.307732 0.079584 0.007869 0.052851 3.396805 3.866756 0.148888 0.0009 0.0002 0.8819
D(LEND_RATE(-3),2) D(LEND_RATE(-4),2) C
R-squared Adjusted R-squared S.E. of regression Sum squared resid Log likelihood F-statistic Prob(F-statistic)
-3.50E-17 0.403795 Mean dependent var 0.821045 0.382949 S.D. dependent var 0.644952 Akaike info criterion 2.000153 59.48270 Schwarz criterion 2.121118 -143.0114 Hannan-Quinn criter. 2.049299 2.062434 19.37009 Durbin-Watson stat 0.000000
Null Hypothesis: D(OVER_RATE) has a unit root Exogenous: Constant Lag Length: 0 (Automatic based on SIC, MAXLAG=9)
Augmented Dickey-Fuller test statistic Test critical values:
*MacKinnon (1996) one-sided p-values.
1% level 5% level 10% level t-Statistic -5.490422 -3.581152 -2.926622 -2.601424
Augmented Dickey-Fuller Test Equation Dependent Variable: D(OVER_RATE,2) Method: Least Squares Date: 07/19/14 Time: 23:05 Sample (adjusted): 2009M09 2013M06 Included observations: 46 after adjustments
Coefficient Std. Error t-Statistic Prob.
Prob.* 0.0000
-0.804219 0.146477 -0.112579 0.176804 -5.490422 0.0000 -0.636743 0.5276
Variable D(OVER_RATE(-1)) C
R-squared 0.406566 Mean dependent var - 0.042788
Adjusted R-squared S.E. of regression Sum squared resid Log likelihood F-statistic Prob(F-statistic) 0.393079 S.D. dependent var 1.535250 1.196039 Akaike info criterion 3.238412 62.94238 Schwarz criterion 3.317918 -72.48347 Hannan-Quinn criter. 3.268195 30.14473 Durbin-Watson stat 2.047633 0.000002
Augmented Dickey-Fuller test statistic Test critical values:
*MacKinnon (1996) one-sided p-values.
Null Hypothesis: D(REDIS_RATE) has a unit root Exogenous: Constant Lag Length: 0 (Automatic based on SIC, MAXLAG=13) t-Statistic -9.987815 -3.472534 -2.879966 -2.576674 1% level 5% level 10% level
Coefficient Std. Error t-Statistic
Augmented Dickey-Fuller Test Equation Dependent Variable: D(REDIS_RATE,2) Method: Least Squares Date: 07/19/14 Time: 23:06 Sample (adjusted): 2000M06 2013M05 Included observations: 156 after adjustments
-0.786238 0.078720 0.001008 0.061721 -9.987815 0.016332
Variable D(REDIS_RATE(-1)) C
Prob.* 0.0000 Prob. 0.0000 0.9870 -5.69E-18 0.986359 2.330194 2.369295 2.346075 2.039758 0.393119 Mean dependent var 0.389178 S.D. dependent var 0.770889 Akaike info criterion 91.51767 Schwarz criterion -179.7551 Hannan-Quinn criter. 99.75645 Durbin-Watson stat 0.000000 R-squared Adjusted R-squared S.E. of regression Sum squared resid Log likelihood F-statistic Prob(F-statistic)
Null Hypothesis: D(REFINAN_RATE) has a unit root Exogenous: Constant Lag Length: 0 (Automatic based on SIC, MAXLAG=13)
*MacKinnon (1996) one-sided p-values.
t-Statistic -9.153274 -3.472534 -2.879966 -2.576674 Augmented Dickey-Fuller test statistic 1% level Test critical values: 5% level 10% level
Augmented Dickey-Fuller Test Equation Dependent Variable: D(REFINAN_RATE,2) Method: Least Squares Date: 07/19/14 Time: 23:06 Sample (adjusted): 2000M06 2013M05 Included observations: 156 after adjustments
Coefficient Std. Error t-Statistic
Prob.* 0.0000 Prob.
-0.704698 0.076989 0.007228 0.056702 -9.153274 0.127467 0.0000 0.8987
Variable D(REFINAN_RATE(-1)) C
R-squared Adjusted R-squared S.E. of regression Sum squared resid Log likelihood F-statistic Prob(F-statistic)
0.352349 Mean dependent var 0.348144 S.D. dependent var 0.708143 Akaike info criterion 77.22589 Schwarz criterion -166.5110 Hannan-Quinn criter. 83.78243 Durbin-Watson stat 0.000000 -1.42E-17 0.877092 2.160397 2.199498 2.176278 2.033385
PHỤ LỤC 3: XÁC ĐỊNH ĐỘ TRỄ TỐI ƯU
VAR Lag Order Selection Criteria
Endogenous variables: REDISCOUNT_RATE OVERNIGHT_RATE Exogenous variables: C Date: 07/18/14 Time: 21:40 Sample: 2000M01 2013M06 Included observations: 37
LR NA AIC 9.996562 FPE 75.25134 SC 10.08364
1.557157 1.829795 2.202001 2.160951 2.382376 2.489508 2.961556 3.130775 3.944606 1.854307 1.823244 1.168355 6.555981 3.460312 4.586494 1.849432 4.102028 1.194883 Lag 0 1 2 3 4 5 6 7 8 9 10 LogL HQ 10.02726 -182.9364 -104.2049 144.6958* 1.325751* 5.957020* 6.218250* 6.049116* 6.268782 -103.1328 6.485621 -102.0085 6.721507 -101.2366 6.746967 -96.57173 6.880401 -93.90441 6.949537 -90.04758 7.134679 -88.33686 7.184402 -84.12088 7.387335 -82.73930 6.550672 6.880267 7.228909 7.367126 7.613316 7.795208 8.093106 8.255585 8.571274 6.115289 6.270730 6.445220 6.409283 6.481319 6.489058 6.612803 6.601129 6.742665
* 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
VAR Lag Order Selection Criteria Endogenous variables: REDISCOUNT_RATE GOVERNMENT_RATE Exogenous variables: C Date: 07/18/14 Time: 21:41 Sample: 2000M01 2013M06 Included observations: 142
LR NA 576.0776 15.18697 12.93349 32.52251 13.50630 3.590753 5.049303
Lag 0 1 2 3 4 5 6 7 8 9 10 2.391904 1.509408 HQ SC AIC FPE LogL 9.150098 9.174813 9.133181 31.73523 -646.4559 5.095828 5.169970 5.045076 0.532238 -352.2004 5.075147 5.198717 4.990560 0.504022 -344.3298 5.069516 5.242514 4.951095 0.484567 -337.5277 4.762903 5.137585* 4.915158 0.401515 -320.1661 5.174084 4.902229* 4.716139 0.383279 -312.8459 4.964567 5.285850 4.744642 0.394521 -310.8696 5.014981 -308.0467 5.385692 4.761222 0.401338 4.941269 -296.4109 20.48564* 0.360677* 4.653674* 5.361408 5.011995 5.481562 0.374576 -295.0302 5.089693 5.608688 0.391819 -294.1445 4.690566 4.734430
* 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
VAR Lag Order Selection Criteria Endogenous variables: REFINANCING_RATE OVERNIGHT_RATE Exogenous variables: C Date: 07/18/14 Time: 21:42 Sample: 2000M01 2013M06 Included observations: 37
LR LogL FPE 64.23662 NA -180.0086 -90.81611 163.9213* 0.642918 -85.43546 -84.15342 -81.37179 SC AIC HQ 9.869000 9.925378 9.838301 5.233303 5.494533* 5.325399 9.307069 0.598246* 5.158674* 5.594057 5.312167* 5.520480 5.305590 2.078984 5.647736 5.371448 4.210030 5.915127 6.155138 0.697024 0.752462 Lag 0 1 2 3 4
5 6 7 8 9 10 -78.50243 -77.67660 -76.98334 -73.53711 -69.76636 -67.26222 4.032614 1.071351 0.824420 3.725651 3.668840 2.165738 0.813694 0.990960 1.228643 1.330731 1.441033 1.708730 5.432564 5.604141 5.782883 5.812817 5.825209 5.906066 6.390407 6.736137 7.089033 7.293120 7.479665 7.734676 5.770249 6.003222 6.243362 6.334693 6.408482 6.550737
* 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
FPE 32.84528 0.464502 0.415827 0.395100 0.313534 0.285297 0.285417 0.288641
VAR Lag Order Selection Criteria Endogenous variables: REFINANCING_RATE GOVERNMENT_RATE Exogenous variables: C Date: 07/18/14 Time: 21:43 Sample: 2000M01 2013M06 Included observations: 142 LR LogL HQ SC AIC NA -648.8969 9.184479 9.209193 9.167562 599.7777 -342.5356 4.959704 5.033846 4.908952 22.89016 -330.6728 4.882795 5.006366 4.798209 14.52190 -323.0354 4.865398 5.038397 4.746977 38.27065 -302.6052 4.515566 4.667822 4.890248 19.78034 -291.8846 4.420909 4.878854* 4.606999 7.265984 -287.8854 4.640847 4.962130 4.420922 4.685361 5.798550 -284.6437 5.056072 4.431602 -264.7593 35.00783* 0.230947* 4.207877* 4.915611 4.495471* 4.549342 -262.1818 4.611363 -260.1831 Lag 0 1 2 3 4 5 6 7 8 9 10 5.018909 5.130358 0.235838 0.242857 4.227913 4.256100 4.465146 3.406361
* 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
VAR Lag Order Selection Criteria Endogenous variables: OVERNIGHT_RATE DEPOSIT_RATE Exogenous variables: C Date: 07/18/14 Time: 21:44 Sample: 2000M01 2013M06 Included observations: 31
FPE LR LogL 5.947591 NA -113.6098 -71.69869 0.515963 75.71035 -59.21869 20.93420* 0.299887 -53.32973 -49.25574 -47.89290 -47.25132 -42.69674 -41.06459 -36.26898 -32.22393 Lag 0 1 2 3 4 5 6 7 8 9 10 9.118392 0.268189* 4.343854 5.782436 1.758510 0.745057 4.701506 1.474199 3.712729 2.609711 HQ SC AIC 7.488853 7.551211 7.458696 5.012819 5.103292 5.290365 4.465722 4.928299* 4.616511 4.991461 4.554957* 4.610499 4.840954 5.117942 5.142477 5.355557 5.364543 5.421952 0.271908 4.339080* 5.171718 5.526888 4.509219 0.332201 5.928591 4.725892 0.431863 6.077842 4.690112 0.445294 6.415637 4.842877 0.569989 6.549338 4.791547 0.617802 6.731462 4.788641 0.741208
* 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
VAR Lag Order Selection Criteria Endogenous variables: OVERNIGHT_RATE LENDING_RATE Exogenous variables: C Date: 07/18/14 Time: 21:47 Sample: 2000M01 2013M06 Included observations: 29
SC 8.871005 5.982842 6.060123 6.048777 6.215006 6.613636 6.928503 6.564340 6.724226 6.802099 6.890562 6.823872
Lag 0 1 2 3 4 5 6 7 8 9 10 11 12 HQ AIC FPE LR LogL 8.806241 8.776709 22.22037 NA -125.2623 5.788550 5.699953 1.026017 87.16806 -76.64932 5.736304 5.588642 0.922974 9.292161 -71.03531 5.595430 5.388703 0.765202 10.46762 -64.13619 5.632132 5.366340 0.765607 5.964499 -59.81193 5.901233 5.576377 0.980588 1.184852 -58.85747 6.086572 5.702651 -56.68844 1.178162 2.393406 5.592882 5.149896 -44.67349 11.60064* 0.737448 5.623241 5.121190 0.809027 3.654820 -40.25725 5.571586 5.010470 0.861791 3.865818 -34.65181 5.530521 4.910341 1.003203 3.007931 -29.19994 3.186870 -21.49834 5.334303 4.655058 1.134121 8.502531 0.328452* 2.805287* 5.162694* 3.543597* 9.323340
* 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
VAR Lag Order Selection
FPE 20.50550 0.385980 0.278852 0.250332 0.186498 0.178589 0.170817 0.172460
Lag 0 1 2 3 4 5 6 7 8 9 10 11 12 Criteria Endogenous variables: GOVERNMENT_RATE DEPOSIT_RATE Exogenous variables: C Date: 07/18/14 Time: 21:48 Sample: 2000M01 2013M06 Included observations: 143 HQ SC AIC LR LogL 8.713286 8.737885 8.696447 NA -619.7960 4.774288 4.848088 4.723772 564.0066 -331.7497 4.482816 4.605815 4.398623 52.59089 -304.5015 4.290632 4.408502 4.580700 22.29520 -292.7802 3.996084 4.369030* 4.147631 46.96587 -267.7200 4.137700 4.408298 3.952476 13.14094 -260.6020 4.446282 4.126485* 3.907583 13.10875 -253.3922 4.169195 6.004586 -250.0381 4.538192 3.916616 4.191505 8.481239 0.170632* 3.905249* 4.609702 -245.2253 4.264118 4.731514 0.177567 2.109028 -244.0092 4.269266 4.785862 -237.9694 10.30572* 0.172765 4.349675 4.915471 0.181277 1.105402 -237.3108 4.412298 5.027293 0.186903 3.185890 -235.3803 3.944185 3.915656 3.962388 3.991333
* 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
VAR Lag Order Selection Criteria Endogenous variables: GOVERNMENT_RATE LENDING_RATE Exogenous variables: C Date: 07/18/14 Time: 21:49
Sample: 2000M01 2013M06 Included observations: 143 LR LogL FPE NA -637.0401 26.09829 578.4941 -341.5949 0.442960 29.42834 -326.3476 0.378501 17.31339 -317.2453 0.352468 40.73131 -295.5118 0.275095 9.447311 -290.3945 0.270904 -278.2349 22.10846 0.241783 0.247664 4.154048 -275.9144 -269.9882 10.44338* 0.241253 -265.9079 -264.6166 -263.9561 -261.7421 Lag 0 1 2 3 4 5 6 7 8 9 10 11 12 0.250792 0.263140 0.270234 HQ SC AIC 8.954462 8.979062 8.937623 4.911982 4.985782 4.861466 4.788355 4.911354 4.704162 4.632801 4.750671 4.922870 4.384780 4.757726* 4.536328 4.824976 4.369154 4.554378 4.793732 4.473934* 4.255033 4.531102 4.900099 4.278524 4.537839 4.956036 4.251584 4.570393 7.076403 0.241199* 4.250460* 5.037789 4.641954 5.158550 2.203362 4.722337 5.288133 1.108515 4.780994 5.395989 3.653790 4.288344 4.335050 4.360030
* 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
PHỤ LỤC 4: HÀM PHẢN ỨNG XUNG
Response of REDIS_RATE: Period REDIS_RATE OVER_RATE
1 2 3 4 0.872657 0.718306 0.670222 0.621032 0.000000 0.122487 0.310676 0.474880
5 6 7 8 9 10 Response of OVER_RATE: 0.568301 0.513194 0.456797 0.400091 0.343947 0.289131 0.613333 0.726934 0.816843 0.884434 0.931258 0.958990 Period REDIS_RATE OVER_RATE
0.458869 0.486684 0.412775 0.339056 0.268752 0.202503 0.140822 0.084100 0.032607 -0.013492 1.131672 1.280427 1.324315 1.342432 1.338682 1.315598 1.275724 1.221566 1.155552 1.080010
1 2 3 4 5 6 7 8 9 10 Cholesky Ordering: REDIS_RATE OVER_RATE
Response of REDIS_RATE: Period
1 2 3 4 5 6 7 8 REDIS_RATE 0.737471 0.876636 0.862730 0.813421 0.759177 0.707476 0.659811 0.616171 GOV_RATE 0.000000 0.177699 0.253905 0.281872 0.291905 0.294520 0.293232 0.289416
9 10 Response of GOV_RATE: Period
0.576204 0.539522 REDIS_RATE 0.195889 0.269218 0.304577 0.324590 0.336159 0.341959 0.343413 0.341493 0.336942 0.330358 0.283785 0.276807 GOV_RATE 0.890080 0.918472 0.836362 0.748499 0.669572 0.600689 0.540821 0.488709 0.443213 0.403351
1 2 3 4 5 6 7 8 9 10 Cholesky Ordering: REDIS_RATE GOV_RATE
Response of REFINAN_RATE:
Period
1 2 3 4 5 6 7 8 9 10 REFINAN_ RATE 0.565630 0.582475 0.623192 0.605607 0.577343 0.537685 0.492285 0.442738 0.390664 0.337223 OVER_RATE 0.000000 0.306634 0.437128 0.559564 0.648728 0.718575 0.769098 0.802458 0.819828 0.822566
Response of OVER_RATE:
Period
REFINAN_ RATE 0.133430 0.463717 0.454255 0.417530 0.344038 0.265144 0.185084 0.108306 0.036399 -0.029550 OVER_RATE 1.153116 1.227143 1.343292 1.340048 1.310607 1.253603 1.180257 1.093915 0.998042 0.895236
1 2 3 4 5 6 7 8 9 10 Cholesky Ordering: REFINAN_RATE OVER_RATE
Response of REFINAN_R ATE:
Period 1 2 3 4 5 6 7 8 9 10 Response of REFINAN_RA TE 0.673596 0.863664 0.882351 0.846798 0.797198 0.746540 0.698659 0.654417 0.613756 0.576373 GOV_RATE 0.000000 0.158546 0.243195 0.280294 0.295601 0.300835 0.300788 0.297534 0.292116 0.285160
GOV_RATE:
REFINAN_RA TE 0.205403 0.271384 0.307423 0.331253 0.346763 0.355734 0.359494 0.359136 0.355565 0.349518 GOV_RATE 0.886992 0.914372 0.823533 0.729042 0.646291 0.575530 0.515057 0.463191 0.418513 0.379845
Period 1 2 3 4 5 6 7 8 9 10 Cholesky Ordering: REFINAN_R ATE GOV_RATE
OVER_RATE DEP_RATE
Response of OVER_RATE : Period 1 2 3 4 5 6 7 8 9 10 Response of DEP_RATE: 1.198222 1.333849 1.347315 1.261702 1.124841 0.966945 0.807331 0.657524 0.523687 0.408393 0.000000 0.445896 0.687190 0.805015 0.834873 0.806486 0.742481 0.659510 0.569332 0.479848
OVER_RATE DEP_RATE
0.124667 0.431639 0.565177 0.602506 0.580941 0.526832 0.457656 0.384604 0.314447 0.250929 0.465680 0.544303 0.595031 0.605817 0.586540 0.546268 0.493095 0.433601 0.372766 0.314097
Period 1 2 3 4 5 6 7 8 9 10 Cholesky Ordering: OVER_RATE DEP_RATE
OVER_RATE LEND_RATE
1.290033 1.540500 1.497608 1.362936 1.213178 1.074671 0.954292 0.851869 0.765056 0.691160 0.000000 0.160685 0.245790 0.291564 0.314677 0.323880 0.324167 0.318617 0.309249 0.297441
OVER_RATE LEND_RATE
Response of OVER_RATE : Period 1 2 3 4 5 6 7 8 9 10 Response of LEND_RATE : Period
0.038195 0.303146 0.424738 0.479398 0.499946 0.501925 0.493212 0.478134 0.459261 0.438219 0.666158 0.599585 0.539464 0.485629 0.438724 0.398114 0.362857 0.332043 0.304898 0.280791
1 2 3 4 5 6 7 8 9 10 Cholesky Ordering: OVER_RATE LEND_RATE
GOV_RATE DEP_RATE
0.858950 0.829883 0.753119 0.675752 0.602244 0.533849 0.471063 0.413984 0.362481 0.316290 0.000000 0.189254 0.332295 0.430207 0.493014 0.528906 0.544294 0.544236 0.532741 0.512991 GOV_RATE DEP_RATE
Response of GOV_RATE : Period 1 2 3 4 5 6 7 8 9 10 Response of DEP_RATE: Period 1 2 3 0.200826 0.359883 0.421464 0.561079 0.823962 0.937486
0.427050 0.403918 0.367580 0.326614 0.285629 0.246973 0.211725 0.965832 0.945649 0.898615 0.837668 0.770571 0.701986 0.634706
4 5 6 7 8 9 10 Cholesky Ordering: GOV_RATE DEP_RATE
GOV_RATE 0.869260 0.872667 0.824422 0.759699 0.691149 0.624473 0.562077 0.504802 0.452757 0.405726 LEND_RATE 0.000000 0.221328 0.339608 0.400550 0.429651 0.440192 0.439352 0.431215 0.418258 0.402086
Response of GOV_RATE : Period 1 2 3 4 5 6 7 8 9 10 Response of LEND_RAT E: Period 1 2 3 4 5 GOV_RATE 0.179440 0.312116 0.352363 0.349647 0.328499 LEND_RATE 0.641764 0.854583 0.905140 0.882123 0.827756
0.300575 0.271302 0.243104 0.216970 0.193214 0.762174 0.694811 0.629931 0.569310 0.513540
6 7 8 9 10 Cholesky Ordering: GOV_RATE LEND_RAT E
PHỤ LỤC 5: PHÂN RÃ PHƯƠNG SAI
Variance Decomposition of REFINAN_RAT E: REFINAN_
Period RATE REDIS_RATE OVER_RATE
100.0000 85.94052 74.89553 66.28067 59.21008 53.23200 48.10304 43.69449 39.91676 36.69729 S.E. 0.565696 0.860972 1.149353 1.419021 1.668134 1.897340 2.107579 2.299315 2.472669 2.627681 0.000000 1.745389 4.802276 7.617030 9.828983 11.44913 12.60073 13.40457 13.95631 14.32562 0.000000 12.31409 20.30219 26.10230 30.96094 35.31887 39.29624 42.90094 46.12694 48.97709
1 2 3 4 5 6 7 8 9 10 Variance Decomposition of REDIS_RATE: Period S.E. REFINAN_ REDIS_RATE OVER_RATE
0.768516 1.105163 1.392577 1.669014 1.930633 2.172317 2.393906 2.594899 2.775366 2.935462 RATE 51.67633 71.32005 64.03691 58.72401 52.89494 47.86437 43.44539 39.62654 36.34232 33.54023 48.32367 26.75727 22.01100 19.59792 18.69663 18.32445 18.15899 18.05383 17.95680 17.85041 0.000000 1.922675 13.95209 21.67806 28.40843 33.81118 38.39562 42.31962 45.70088 48.60936
1 2 3 4 5 6 7 8 9 10 Variance Decomposition of OVER_RATE: REFINAN_ RATE REDIS_RATE OVER_RATE Period
0.855915 5.546318 5.416992 5.615063 5.408915 5.064155 4.666916 4.298527 4.005742 3.814887 S.E. 1.166928 1.778569 2.331443 2.747307 3.079838 3.344384 3.556509 3.725889 3.859996 3.964711 7.906913 4.944718 5.965865 7.304161 8.514502 9.398396 9.987953 10.34852 10.54453 10.62640 91.23717 89.50896 88.61714 87.08078 86.07658 85.53745 85.34513 85.35296 85.44973 85.55872
1 2 3 4 5 6 7 8 9 10 Cholesky Ordering: REFINAN_RAT E REDIS_RATE OVER_RATE
Variance Decomposition
of REFINAN_RAT E: REFINAN Period _RATE REDIS_RATE GOV_RATE
S.E.
0.675174 100.0000 1.109174 97.65156 1.446436 95.61295 1.707437 93.95947 1.914462 92.65583 2.082115 91.57738 2.220650 90.66498 2.336897 89.87693 2.435663 89.18907 2.520383 88.58430
0.000000 0.382171 0.435990 0.490996 0.508298 0.516971 0.517497 0.514582 0.509339 0.502944 0.000000 1.966269 3.951057 5.549535 6.835870 7.905653 8.817526 9.608485 10.30159 10.91276
1 2 3 4 5 6 7 8 9 10 Variance Decomposition of REDIS_RATE: REFINAN Period _RATE REDIS_RATE GOV_RATE
S.E.
0.701180 70.86834 1.136107 81.70491 1.472883 81.89168 1.731287 81.81965 1.933680 81.28328 2.095425 80.77035 2.227192 80.25626 2.336184 79.78756 2.427449 79.36023 2.504607 78.97767
29.13166 16.36480 14.18784 12.67800 11.94925 11.41908 11.04923 10.75549 10.51782 10.31662 0.000000 1.930285 3.920481 5.502347 6.767473 7.810578 8.694506 9.456951 10.12196 10.70572
1 2 3 4 5 6 7 8 9 10 Variance Decomposition of GOV_RATE: REFINAN _RATE REDIS_RATE GOV_RATE Period
S.E.
0.916384 5.012103 1.327193 6.546971 1.595953 8.345163 1.789034 10.16070 1.936372 11.96843 2.053409 13.71486 2.149076 15.37717 2.228917 16.93685 2.296607 18.38561 2.354681 19.72014
0.495978 0.689657 0.700904 0.713339 0.710700 0.705279 0.696616 0.686730 0.676081 0.665256 94.49192 92.76337 90.95393 89.12596 87.32087 85.57986 83.92622 82.37642 80.93831 79.61460
1 2 3 4 5 6 7 8 9 10 Cholesky Ordering: REFINAN_RAT E REDIS_RATE GOV_RATE
Variance Decomposition of OVER_RATE: Period
S.E. 1.187765 1.840963 2.344048 2.776469 3.135425 3.432259 3.678404 3.881946 4.049740 4.187430 OVER_RATE GOV_RATE DEP_RATE 0.000000 0.260164 0.922769 2.701235 4.954023 7.571757 10.28677 12.91210 15.34607 17.52861 0.000000 5.777551 9.717470 10.92374 11.14361 10.84501 10.29445 9.678871 9.093147 8.581458 100.0000 93.96228 89.35976 86.37502 83.90237 81.58323 79.41879 77.40903 75.56079 73.88994
1 2 3 4 5 6 7 8 9 10 Variance Decomposition of GOV_RATE:
Period
S.E. 0.879731 1.203822 1.425128 1.621957 1.788319 1.924300 2.035515 2.125825 2.198550 2.256720 OVER_RATE GOV_RATE DEP_RATE 95.77223 74.46516 65.02922 60.54430 57.92787 56.63566 56.18022 56.17612 56.41144 56.75826 0.000000 0.000478 0.905673 1.512163 1.723317 1.762711 1.701153 1.601907 1.504931 1.428445 4.227771 25.53436 34.06510 37.94354 40.34881 41.60163 42.11863 42.22197 42.08363 41.81330
1 2 3 4 5 6 7 8 9 10 Variance Decomposition of DEP_RATE: Period
S.E. 0.487303 0.841038 1.158238 1.425925 1.649600 1.834913 1.988092 2.114668 2.219004 2.304668 OVER_RATE GOV_RATE DEP_RATE 8.987370 10.24565 9.485127 10.62505 12.64101 14.96201 17.39955 19.79713 22.04447 24.08070 83.51629 60.16990 49.73423 43.36760 38.27773 34.18057 30.86563 28.18005 26.02336 24.31002 7.496341 29.58445 40.78065 46.00735 49.08126 50.85742 51.73481 52.02282 51.93217 51.60929
1 2 3 4 5 6 7 8 9 10 Cholesky Ordering: OVER_RATE GOV_RATE DEP_RATE
Variance Decomposition of OVER_RATE:
Period
S.E. 1.279130 1.975599 2.424118 2.780731 3.084799 3.349738 3.583271 3.789765 3.972084 4.132508 OVER_RATE GOV_RATE LEND_RATE 0.000000 0.034233 0.868799 3.053237 5.835615 8.834651 11.80484 14.59542 17.13688 19.40711 0.000000 0.529017 0.896726 0.979673 0.953165 0.886158 0.806685 0.730488 0.665724 0.615923 100.0000 99.43675 98.23447 95.96709 93.21122 90.27919 87.38848 84.67409 82.19740 79.97696
1 2 3 4 5 6 7 8 9 10 Variance Decomposition of GOV_RATE: Period
S.E. 0.879211 1.221055 1.450352 1.631424 1.781556 1.906301 2.010639 2.098261 2.171877 2.233649 OVER_RATE GOV_RATE LEND_RATE 95.77720 72.52882 63.16222 59.89113 58.45113 57.81643 57.62482 57.66383 57.81880 58.02852 0.000000 0.168173 0.120335 0.098460 0.102601 0.126382 0.165741 0.218275 0.281172 0.351794 4.222801 27.30301 36.71744 40.01041 41.44627 42.05719 42.20944 42.11789 41.90003 41.61969
1 2 3 4 5 6 7 8 9 10 Variance Decomposition of LEND_RATE: Period
S.E. 0.680251 0.964948 1.188530 1.369256 1.521672 OVER_RATE GOV_RATE LEND_RATE 5.120740 8.263449 7.788984 8.155134 9.208125 94.37627 81.63169 71.95305 65.09264 59.31129 0.502991 10.10486 20.25796 26.75223 31.48059 1 2 3 4 5
1.655182 1.774491 1.882358 1.980469 2.069884 35.18765 38.09409 40.35251 42.08744 43.39877 10.56936 12.09956 13.71798 15.35915 16.97545 54.24299 49.80635 45.92951 42.55340 39.62578
6 7 8 9 10 Cholesky Ordering: OVER_RATE GOV_RATE LEND_RATE
PHỤ LỤC 6
KIỂM ĐỊNH ĐỒNG LIÊN KẾT THEO PHƯƠNG PHÁP JOHANNSEN TEST
OVERNIGHT_RATE REFINANCING_RATE
Mức ý nghĩa 1%
Date: 07/16/13 Time: 22:05
Sample (adjusted): 2009M12 2013M05
Included observations: 42 after adjustments
Trend assumption: Linear deterministic trend
Series: OVERNIGHT_RATE REFINANCING_RATE
Lags interval (in first differences): 1 to 4
Unrestricted Cointegration Rank Test (Trace)
Hypothesized Trace 0.01
No. of CE(s) Eigenvalue Statistic Prob.** Critical Value
None 0.130729 9.442513 19.93711 0.3260
At most 1 0.081232 3.558315 6.634897 0.0592
Trace test indicates no cointegration at the 0.01 level
* denotes rejection of the hypothesis at the 0.01 level
**MacKinnon-Haug-Michelis (1999) p-values
Unrestricted Cointegration Rank Test (Maximum Eigenvalue)
Hypothesized Max-Eigen 0.01
No. of CE(s) Eigenvalue Statistic Prob.** Critical Value
None 0.130729 5.884198 18.52001 0.6281
At most 1 0.081232 3.558315 6.634897 0.0592
Max-eigenvalue test indicates no cointegration at the 0.01 level
* denotes rejection of the hypothesis at the 0.01 level
**MacKinnon-Haug-Michelis (1999) p-values
Unrestricted Cointegrating Coefficients (normalized by b'*S11*b=I):
OVERNIGHT_RATE REFINANCING_RATE
-0.558892 0.563234
0.133507 0.297738
Unrestricted Adjustment Coefficients (alpha):
D(OVERNIGHT_RATE) 0.033851 -0.311498
D(REFINANCING_RATE) -0.191341 -0.045341
1 Cointegrating Equation(s): Log likelihood -94.32068
Normalized cointegrating coefficients (standard error in parentheses)
OVERNIGHT_RATE REFINANCING_RATE
1.000000 -1.007769
(0.34293)
Adjustment coefficients (standard error in parentheses)
D(OVERNIGHT_RATE) -0.018919
(0.10832)
D(REFINANCING_RATE) 0.106939
(0.05122)
Mức ý nghĩa 5%
Date: 07/16/13 Time: 22:07
Sample (adjusted): 2009M12 2013M05
Included observations: 42 after adjustments
Trend assumption: Linear deterministic trend
Series: OVERNIGHT_RATE REFINANCING_RATE
Lags interval (in first differences): 1 to 4
Unrestricted Cointegration Rank Test (Trace)
Hypothesized Trace 0.05
No. of CE(s) Eigenvalue Statistic Prob.** Critical Value
None 0.130729 9.442513 15.49471 0.3260
At most 1 0.081232 3.558315 3.841466 0.0592
Trace test indicates no cointegration at the 0.05 level
* denotes rejection of the hypothesis at the 0.05 level
**MacKinnon-Haug-Michelis (1999) p-values
Unrestricted Cointegration Rank Test (Maximum Eigenvalue)
Hypothesized Max-Eigen 0.05
No. of CE(s) Eigenvalue Statistic Prob.** Critical Value
None 0.130729 5.884198 14.26460 0.6281
At most 1 0.081232 3.558315 3.841466 0.0592
Max-eigenvalue test indicates no cointegration at the 0.05 level
* denotes rejection of the hypothesis at the 0.05 level
**MacKinnon-Haug-Michelis (1999) p-values
Unrestricted Cointegrating Coefficients (normalized by b'*S11*b=I):
OVERNIGHT_RATE REFINANCING_RATE
-0.558892 0.563234
0.133507 0.297738
Unrestricted Adjustment Coefficients (alpha):
D(OVERNIGHT_RATE) 0.033851 -0.311498
D(REFINANCING_RATE) -0.191341 -0.045341
1 Cointegrating Equation(s): Log likelihood -94.32068
Normalized cointegrating coefficients (standard error in parentheses)
OVERNIGHT_RATE REFINANCING_RATE
1.000000 -1.007769
(0.34293)
Adjustment coefficients (standard error in parentheses)
D(OVERNIGHT_RATE) -0.018919
(0.10832)
D(REFINANCING_RATE) 0.106939
(0.05122)
Mức ý nghĩa 10%
Date: 07/16/13 Time: 22:07
Sample (adjusted): 2009M12 2013M05
Included observations: 42 after adjustments
Trend assumption: Linear deterministic trend
Series: OVERNIGHT_RATE REFINANCING_RATE
Lags interval (in first differences): 1 to 4
Unrestricted Cointegration Rank Test (Trace)
Hypothesized Trace 0.1
No. of CE(s) Eigenvalue Statistic Prob.** Critical Value
None 0.130729 9.442513 13.42878 0.3260
At most 1 * 0.081232 3.558315 2.705545 0.0592
Trace test indicates no cointegration at the 0.1 level
* denotes rejection of the hypothesis at the 0.1 level
**MacKinnon-Haug-Michelis (1999) p-values
Unrestricted Cointegration Rank Test (Maximum Eigenvalue)
Hypothesized Max-Eigen 0.1
No. of CE(s) Eigenvalue Statistic Prob.** Critical Value
None 0.130729 5.884198 12.29652 0.6281
At most 1 * 0.081232 3.558315 2.705545 0.0592
Max-eigenvalue test indicates no cointegration at the 0.1 level
* denotes rejection of the hypothesis at the 0.1 level
**MacKinnon-Haug-Michelis (1999) p-values
Unrestricted Cointegrating Coefficients (normalized by b'*S11*b=I):
OVERNIGHT_RATE REFINANCING_RATE
-0.558892 0.563234
0.133507 0.297738
Unrestricted Adjustment Coefficients (alpha):
D(OVERNIGHT_RA TE) 0.033851 -0.311498
D(REFINANCING_R ATE) -0.191341 -0.045341
1 Cointegrating Equation(s): Log likelihood -94.32068
Normalized cointegrating coefficients (standard error in parentheses)
OVERNIGHT_RATE REFINANCING_RATE
1.000000 -1.007769
(0.34293)
Adjustment coefficients (standard error in parentheses)
D(OVERNIGHT_RA TE) -0.018919
(0.10832)
D(REFINANCING_R ATE) 0.106939
(0.05122)
OVERNIGHT_RATE REDISCOUNT_RATE
Mức ý nghĩa 1%
Date: 07/16/13 Time: 22:11
Sample (adjusted): 2009M12 2013M05
Included observations: 42 after adjustments
Trend assumption: Linear deterministic trend
Series: OVERNIGHT_RATE REDISCOUNT_RATE
Lags interval (in first differences): 1 to 4
Unrestricted Cointegration Rank Test (Trace)
Hypothesized Trace 0.01
No. of CE(s) Eigenvalue Statistic Prob.** Critical Value
None 0.148017 9.529784 19.93711 0.3186
At most 1 0.064534 2.801844 6.634897 0.0942
Trace test indicates no cointegration at the 0.01 level
* denotes rejection of the hypothesis at the 0.01 level
**MacKinnon-Haug-Michelis (1999) p-values
Unrestricted Cointegration Rank Test (Maximum Eigenvalue)
Hypothesized Max-Eigen 0.01
No. of CE(s) Eigenvalue Statistic Prob.** Critical Value
None 0.148017 6.727940 18.52001 0.5218
At most 1 0.064534 2.801844 6.634897 0.0942
Max-eigenvalue test indicates no cointegration at the 0.01 level
* denotes rejection of the hypothesis at the 0.01 level
**MacKinnon-Haug-Michelis (1999) p-values
Unrestricted Cointegrating Coefficients (normalized by b'*S11*b=I):
OVERNIGHT_RATE REDISCOUNT_RATE
-0.501637 0.599061
0.285078 0.096055
Unrestricted Adjustment Coefficients (alpha):
D(OVERNIGHT_RATE) -0.146244 -0.266562
D(REDISCOUNT_RATE) -0.341352 -0.007164
1 Cointegrating Equation(s): Log likelihood -112.3377
Normalized cointegrating coefficients (standard error in parentheses)
OVERNIGHT_RATE REDISCOUNT_RATE
1.000000 -1.194213
(0.32085)
Adjustment coefficients (standard error in parentheses)
D(OVERNIGHT_RATE) 0.073361
(0.09811)
D(REDISCOUNT_RATE) 0.171235
(0.07267)
Mức ý nghĩa 5%
Date: 07/16/13 Time: 22:12
Sample (adjusted): 2009M12 2013M05
Included observations: 42 after adjustments
Trend assumption: Linear deterministic trend
Series: OVERNIGHT_RATE REDISCOUNT_RATE
Lags interval (in first differences): 1 to 4
Unrestricted Cointegration Rank Test (Trace)
Hypothesized Trace 0.05
No. of CE(s) Eigenvalue Statistic Prob.** Critical Value
None 0.148017 9.529784 15.49471 0.3186
At most 1 0.064534 2.801844 3.841466 0.0942
Trace test indicates no cointegration at the 0.05 level
* denotes rejection of the hypothesis at the 0.05 level
**MacKinnon-Haug-Michelis (1999) p-values
Unrestricted Cointegration Rank Test (Maximum Eigenvalue)
Hypothesized Max-Eigen 0.05
No. of CE(s) Eigenvalue Statistic Prob.** Critical Value
None 0.148017 6.727940 14.26460 0.5218
At most 1 0.064534 2.801844 3.841466 0.0942
Max-eigenvalue test indicates no cointegration at the 0.05 level
* denotes rejection of the hypothesis at the 0.05 level
**MacKinnon-Haug-Michelis (1999) p-values
Unrestricted Cointegrating Coefficients (normalized by b'*S11*b=I):
OVERNIGHT_RATE REDISCOUNT_RATE
-0.501637 0.599061
0.285078 0.096055
Unrestricted Adjustment Coefficients (alpha):
D(OVERNIGHT_RATE) -0.146244 -0.266562
D(REDISCOUNT_RATE) -0.341352 -0.007164
1 Cointegrating Equation(s): Log likelihood -112.3377
Normalized cointegrating coefficients (standard error in parentheses)
OVERNIGHT_RATE REDISCOUNT_RATE
1.000000 -1.194213
(0.32085)
Adjustment coefficients (standard error in parentheses)
D(OVERNIGHT_RATE) 0.073361
(0.09811)
D(REDISCOUNT_RATE) 0.171235
(0.07267)
Mức ý nghĩa 10%
Date: 07/16/13 Time: 22:13
Sample (adjusted): 2009M12 2013M05
Included observations: 42 after adjustments
Trend assumption: Linear deterministic trend
Series: OVERNIGHT_RATE REDISCOUNT_RATE
Lags interval (in first differences): 1 to 4
Unrestricted Cointegration Rank Test (Trace)
Hypothesized Trace 0.1
No. of CE(s) Eigenvalue Statistic Prob.** Critical Value
None 0.148017 9.529784 13.42878 0.3186
At most 1 * 0.064534 2.801844 2.705545 0.0942
Trace test indicates no cointegration at the 0.1 level
* denotes rejection of the hypothesis at the 0.1 level
**MacKinnon-Haug-Michelis (1999) p-values
Unrestricted Cointegration Rank Test (Maximum Eigenvalue)
Hypothesized Max-Eigen 0.1
No. of CE(s) Eigenvalue Statistic Prob.** Critical Value
None 0.148017 6.727940 12.29652 0.5218
At most 1 * 0.064534 2.801844 2.705545 0.0942
Max-eigenvalue test indicates no cointegration at the 0.1 level
* denotes rejection of the hypothesis at the 0.1 level
**MacKinnon-Haug-Michelis (1999) p-values
Unrestricted Cointegrating Coefficients (normalized by b'*S11*b=I):
OVERNIGHT_RATE REDISCOUNT_RATE
-0.501637 0.599061
0.285078 0.096055
Unrestricted Adjustment Coefficients (alpha):
D(OVERNIGHT_RATE) -0.146244 -0.266562
D(REDISCOUNT_RATE) -0.341352 -0.007164
1 Cointegrating Equation(s): Log likelihood -112.3377
Normalized cointegrating coefficients (standard error in parentheses)
OVERNIGHT_RATE REDISCOUNT_RATE
1.000000 -1.194213
(0.32085)
Adjustment coefficients (standard error in parentheses)
D(OVERNIGHT_RATE) 0.073361
(0.09811)
D(REDISCOUNT_RATE) 0.171235
(0.07267)
REDISCOUNT RATE- GOVERNMENT SECURITIES_TREASURY BILLS
Mức ý nghĩa 1%
Date: 07/16/13 Time: 22:14
Sample (adjusted): 2000M09 2012M11
Included observations: 147 after adjustments
Trend assumption: Linear deterministic trend
Series: REDISCOUNT_RATE GOVERNMENT_SECURITIES__T
Lags interval (in first differences): 1 to 4
Unrestricted Cointegration Rank Test (Trace)
Hypothesized Trace 0.01
No. of CE(s) Eigenvalue Statistic Prob.** Critical Value
None 0.081609 16.83328 19.93711 0.0313
At most 1 0.028952 4.318803 6.634897 0.0377
Trace test indicates no cointegration at the 0.01 level
* denotes rejection of the hypothesis at the 0.01 level
**MacKinnon-Haug-Michelis (1999) p-values
Unrestricted Cointegration Rank Test (Maximum Eigenvalue)
Hypothesized Max-Eigen 0.01
No. of CE(s) Eigenvalue Statistic Prob.** Critical
Value
None 0.081609 12.51448 18.52001 0.0928
At most 1 0.028952 4.318803 6.634897 0.0377
Max-eigenvalue test indicates no cointegration at the 0.01 level
* denotes rejection of the hypothesis at the 0.01 level
**MacKinnon-Haug-Michelis (1999) p-values
Unrestricted Cointegrating Coefficients (normalized by b'*S11*b=I):
REDISCOUNT_RATE GOVERNMENT_SECURITIES__T
-0.539776 0.284936
0.248714 -0.560307
Unrestricted Adjustment Coefficients (alpha):
D(REDISCOUNT_RATE) 0.193688 -0.045568
D(GOVERNMENT_SEC URITIES__T) 0.110848 0.111834
1 Cointegrating Equation(s): Log likelihood -322.9048
Normalized cointegrating coefficients (standard error in parentheses)
REDISCOUNT_RATE GOVERNMENT_SECURITIES__T
1.000000 -0.527879
(0.20689)
Adjustment coefficients (standard error in parentheses)
D(REDISCOUNT_RATE) -0.104548
(0.03241)
D(GOVERNMENT_SEC URITIES__T) -0.059833
(0.03482)
Mức ý nghĩa 5%
Date: 07/16/13 Time: 22:14
Sample (adjusted): 2000M09 2012M11
Included observations: 147 after adjustments
Trend assumption: Linear deterministic trend
Series:REDISCOUNT_RATE GOVERNMENT_SECURITIES__T
Lags interval (in first differences): 1 to 4
Unrestricted Cointegration Rank Test (Trace)
Hypothesized Trace 0.05
No. of CE(s) Eigenvalue Statistic Prob.** Critical Value
None * 0.081609 16.83328 15.49471 0.0313
At most 1 * 0.028952 4.318803 3.841466 0.0377
Trace test indicates 2 cointegrating eqn(s) at the 0.05 level
* denotes rejection of the hypothesis at the 0.05 level
**MacKinnon-Haug-Michelis (1999) p-values
Unrestricted Cointegration Rank Test (Maximum Eigenvalue)
Hypothesized Max-Eigen 0.05
No. of CE(s) Eigenvalue Statistic Prob.** Critical Value
None 0.081609 12.51448 14.26460 0.0928
At most 1 * 0.028952 4.318803 3.841466 0.0377
Max-eigenvalue test indicates no cointegration at the 0.05 level
* denotes rejection of the hypothesis at the 0.05 level
**MacKinnon-Haug-Michelis (1999) p-values
Unrestricted Cointegrating Coefficients (normalized by b'*S11*b=I):
REDISCOUNT_RATE GOVERNMENT_SECUR ITIES__T
-0.539776 0.284936
0.248714 -0.560307
Unrestricted Adjustment Coefficients (alpha):
D(REDISCOUNT_RATE) 0.193688 -0.045568
D(GOVERNMENT_SECU RITIES__T) 0.110848 0.111834
1 Cointegrating Equation(s): Log likelihood -322.9048
Normalized cointegrating coefficients (standard error in parentheses)
REDISCOUNT_RATE GOVERNMENT_SECUR ITIES__T
1.000000 -0.527879
(0.20689)
Adjustment coefficients (standard error in parentheses)
D(REDISCOUNT_RATE) -0.104548
(0.03241)
-0.059833 D(GOVERNMENT_SECU RITIES__T)
(0.03482)
Mức ý nghĩa 10%
Date: 07/16/13 Time: 22:15
Sample (adjusted): 2000M09 2012M11
Included observations: 147 after adjustments
Trend assumption: Linear deterministic trend
Series: REDISCOUNT_RATE GOVERNMENT_SECURITIES__T
Lags interval (in first differences): 1 to 4
Unrestricted Cointegration Rank Test (Trace)
Hypothesized Trace 0.1
No. of CE(s) Eigenvalue Statistic Prob.** Critical Value
None * 0.081609 16.83328 13.42878 0.0313
At most 1 * 0.028952 4.318803 2.705545 0.0377
Trace test indicates 2 cointegrating eqn(s) at the 0.1 level
* denotes rejection of the hypothesis at the 0.1 level
**MacKinnon-Haug-Michelis (1999) p-values
Unrestricted Cointegration Rank Test (Maximum Eigenvalue)
Hypothesized Max-Eigen 0.1
No. of CE(s) Eigenvalue Statistic Prob.** Critical Value
None * 0.081609 12.51448 12.29652 0.0928
At most 1 * 0.028952 4.318803 2.705545 0.0377
Max-eigenvalue test indicates 2 cointegrating eqn(s) at the 0.1 level
* denotes rejection of the hypothesis at the 0.1 level
**MacKinnon-Haug-Michelis (1999) p-values
Unrestricted Cointegrating Coefficients (normalized by b'*S11*b=I):
REDISCOUNT_RATE GOVERNMENT_SECUR ITIES__T
-0.539776 0.284936
0.248714 -0.560307
Unrestricted Adjustment Coefficients (alpha):
D(REDISCOUNT_RATE) 0.193688 -0.045568
D(GOVERNMENT_SEC URITIES__T) 0.110848 0.111834
1 Cointegrating Equation(s): Log likelihood -322.9048
Normalized cointegrating coefficients (standard error in parentheses)
REDISCOUNT_RATE GOVERNMENT_SECUR ITIES__T
1.000000 -0.527879
(0.20689)
Adjustment coefficients (standard error in parentheses)
D(REDISCOUNT_RATE) -0.104548
(0.03241)
D(GOVERNMENT_SEC URITIES__T) -0.059833
(0.03482)
REFINANCING RATE-GOVERNMENT SECURITIES, TREASURY BILSS
Mức ý nghĩa 1%
Date: 07/16/13 Time: 22:16
Sample (adjusted): 2000M09 2012M11
Included observations: 147 after adjustments
Trend assumption: Linear deterministic trend
Series: REFINANCING_RATE GOVERNMENT_SECURITIES__T
Lags interval (in first differences): 1 to 4
Unrestricted Cointegration Rank Test (Trace)
Hypothesized Trace 0.01
No. of CE(s) Eigenvalue Statistic Prob.** Critical Value
None 0.069766 15.01530 19.93711 0.0589
At most 1 0.029385 4.384348 6.634897 0.0363
Trace test indicates no cointegration at the 0.01 level
* denotes rejection of the hypothesis at the 0.01 level
**MacKinnon-Haug-Michelis (1999) p-values
Unrestricted Cointegration Rank Test (Maximum Eigenvalue)
Hypothesized Max-Eigen 0.01
No. of CE(s) Eigenvalue Statistic Prob.** Critical Value
None 0.069766 10.63095 18.52001 0.1737
At most 1 0.029385 4.384348 6.634897 0.0363
Max-eigenvalue test indicates no cointegration at the 0.01 level
* denotes rejection of the hypothesis at the 0.01 level
**MacKinnon-Haug-Michelis (1999) p-values
Unrestricted Cointegrating Coefficients (normalized by b'*S11*b=I):
REFINANCING_RATE GOVERNMENT_SECURI
TIES__T
-0.522044 0.288144
0.270187 -0.590837
Unrestricted Adjustment Coefficients (alpha):
D(REFINANCING_RATE) 0.156238 -0.052040
D(GOVERNMENT_SECU RITIES__T) 0.110077 0.100263
1 Cointegrating Equation(s): Log likelihood -301.6408
Normalized cointegrating coefficients (standard error in parentheses)
REFINANCING_RATE GOVERNMENT_SECURI TIES__T
1.000000 -0.551954
(0.23442)
Adjustment coefficients (standard error in parentheses)
D(REFINANCING_RATE) -0.081563
(0.02882)
D(GOVERNMENT_SECU RITIES__T) -0.057465
(0.03165)
Mức ý nghĩa 5%
Date: 07/16/13 Time: 22:16
Sample (adjusted): 2000M09 2012M11
Included observations: 147 after adjustments
Trend assumption: Linear deterministic trend
Series: REFINANCING_RATE GOVERNMENT_SECURITIES__T
Lags interval (in first differences): 1 to 4
Unrestricted Cointegration Rank Test (Trace)
Hypothesized Trace 0.05
No. of CE(s) Eigenvalue Statistic Prob.** Critical Value
None 0.069766 15.01530 15.49471 0.0589
At most 1 * 0.029385 4.384348 3.841466 0.0363
Trace test indicates no cointegration at the 0.05 level
* denotes rejection of the hypothesis at the 0.05 level
**MacKinnon-Haug-Michelis (1999) p-values
Unrestricted Cointegration Rank Test (Maximum Eigenvalue)
Hypothesized Max-Eigen 0.05
No. of CE(s) Eigenvalue Statistic Prob.** Critical Value
None 0.069766 10.63095 14.26460 0.1737
At most 1 * 0.029385 4.384348 3.841466 0.0363
Max-eigenvalue test indicates no cointegration at the 0.05 level
* denotes rejection of the hypothesis at the 0.05 level
**MacKinnon-Haug-Michelis (1999) p-values
Unrestricted Cointegrating Coefficients (normalized by b'*S11*b=I):
REFINANCING_RATE GOVERNMENT_SEC URITIES__T
-0.522044 0.288144
0.270187 -0.590837
Unrestricted Adjustment Coefficients (alpha):
D(REFINANCING_RATE) 0.156238 -0.052040
D(GOVERNMENT_SECU RITIES__T) 0.110077 0.100263
1 Cointegrating Equation(s): Log likelihood -301.6408
Normalized cointegrating coefficients (standard error in parentheses)
REFINANCING_RATE GOVERNMENT_SEC URITIES__T
1.000000 -0.551954
(0.23442)
Adjustment coefficients (standard error in parentheses)
D(REFINANCING_RATE) -0.081563
(0.02882)
-0.057465 D(GOVERNMENT_SECU RITIES__T)
(0.03165)
Mức ý nghĩa 10%
Date: 07/16/13 Time: 22:18
Sample (adjusted): 2000M09 2012M11
Included observations: 147 after adjustments
Trend assumption: Linear deterministic trend
Series: REFINANCING_RATE GOVERNMENT_SECURITIES__T
Lags interval (in first differences): 1 to 4
Unrestricted Cointegration Rank Test (Trace)
Hypothesized Trace 0.1
No. of CE(s) Eigenvalue Statistic Prob.** Critical Value
None * 0.069766 15.01530 13.42878 0.0589
At most 1 * 0.029385 4.384348 2.705545 0.0363
Trace test indicates 2 cointegrating eqn(s) at the 0.1 level
* denotes rejection of the hypothesis at the 0.1 level
**MacKinnon-Haug-Michelis (1999) p-values
Unrestricted Cointegration Rank Test (Maximum Eigenvalue)
Hypothesized Max-Eigen 0.1
No. of CE(s) Eigenvalue Statistic Prob.** Critical Value
None 0.069766 10.63095 12.29652 0.1737
At most 1 * 0.029385 4.384348 2.705545 0.0363
Max-eigenvalue test indicates no cointegration at the 0.1 level
* denotes rejection of the hypothesis at the 0.1 level
**MacKinnon-Haug-Michelis (1999) p-values
Unrestricted Cointegrating Coefficients (normalized by b'*S11*b=I):
REFINANCING_RATE GOVERNMENT_SECUR ITIES__T
-0.522044 0.288144
0.270187 -0.590837
Unrestricted Adjustment Coefficients (alpha):
D(REFINANCING_RATE) 0.156238 -0.052040
D(GOVERNMENT_SECU RITIES__T) 0.110077 0.100263
1 Cointegrating Equation(s): Log likelihood -301.6408
Normalized cointegrating coefficients (standard error in parentheses)
REFINANCING_RATE GOVERNMENT_SECUR ITIES__T
1.000000 -0.551954
(0.23442)
Adjustment coefficients (standard error in parentheses)
D(REFINANCING_RATE) -0.081563
(0.02882)
D(GOVERNMENT_SECU RITIES__T) -0.057465
(0.03165)
OVERNIGHT_RATE LENDING_RATE
Mức ý nghĩa 1%
Date: 07/16/13 Time: 22:24
Sample (adjusted): 2009M12 2012M11
Included observations: 36 after adjustments
Trend assumption: Linear deterministic trend
Series: OVERNIGHT_RATE LENDING_RATE
Lags interval (in first differences): 1 to 4
Unrestricted Cointegration Rank Test (Trace)
Hypothesized Trace 0.01
No. of CE(s) Eigenvalue Statistic Prob.** Critical Value
None 0.270054 15.80719 19.93711 0.0449
At most 1 0.116889 4.474953 6.634897 0.0344
Trace test indicates no cointegration at the 0.01 level
* denotes rejection of the hypothesis at the 0.01 level
**MacKinnon-Haug-Michelis (1999) p-values
Unrestricted Cointegration Rank Test (Maximum Eigenvalue)
Hypothesized Max-Eigen 0.01
No. of CE(s) Eigenvalue Statistic Prob.** Critical Value
None 0.270054 11.33223 18.52001 0.1383
At most 1 0.116889 4.474953 6.634897 0.0344
Max-eigenvalue test indicates no cointegration at the 0.01 level
* denotes rejection of the hypothesis at the 0.01 level
**MacKinnon-Haug-Michelis (1999) p-values
Unrestricted Cointegrating Coefficients (normalized by b'*S11*b=I):
OVERNIGHT_RATE LENDING_RATE
-0.158504 -0.328646
0.750924 -0.856837
Unrestricted Adjustment Coefficients (alpha):
D(OVERNIGHT_RATE) 0.167507 -0.391384
D(LENDING_RATE) 0.295341 0.046337
1 Cointegrating Equation(s): Log likelihood -83.36221
Normalized cointegrating coefficients (standard error in parentheses)
OVERNIGHT_RATE LENDING_RATE
1.000000 2.073432
(1.01409)
Adjustment coefficients (standard error in parentheses)
D(OVERNIGHT_RATE) -0.026551
(0.03660)
D(LENDING_RATE) -0.046813
(0.01567)
Mức ý nghĩa 5%
Date: 07/16/13 Time: 22:25
Sample (adjusted): 2009M12 2012M11
Included observations: 36 after adjustments
Trend assumption: Linear deterministic trend
Series: OVERNIGHT_RATE LENDING_RATE
Lags interval (in first differences): 1 to 4
Unrestricted Cointegration Rank Test (Trace)
Hypothesized Trace 0.05
No. of CE(s) Eigenvalue Statistic Prob.** Critical Value
None * 0.270054 15.80719 15.49471 0.0449
At most 1 * 0.116889 4.474953 3.841466 0.0344
Trace test indicates 2 cointegrating eqn(s) at the 0.05 level
* denotes rejection of the hypothesis at the 0.05 level
**MacKinnon-Haug-Michelis (1999) p-values
Unrestricted Cointegration Rank Test (Maximum Eigenvalue)
Hypothesized Max-Eigen 0.05
No. of CE(s) Eigenvalue Statistic Prob.** Critical Value
None 0.270054 11.33223 14.26460 0.1383
At most 1 * 0.116889 4.474953 3.841466 0.0344
Max-eigenvalue test indicates no cointegration at the 0.05 level
* denotes rejection of the hypothesis at the 0.05 level
**MacKinnon-Haug-Michelis (1999) p-values
Unrestricted Cointegrating Coefficients (normalized by b'*S11*b=I):
OVERNIGHT_RATE LENDING_RATE
-0.158504 -0.328646
0.750924 -0.856837
Unrestricted Adjustment Coefficients (alpha):
D(OVERNIGHT_RATE) 0.167507 -0.391384
D(LENDING_RATE) 0.295341 0.046337
1 Cointegrating Equation(s): Log likelihood -83.36221
Normalized cointegrating coefficients (standard error in parentheses)
OVERNIGHT_RATE LENDING_RATE
1.000000 2.073432
(1.01409)
Adjustment coefficients (standard error in parentheses)
D(OVERNIGHT_RATE) -0.026551
(0.03660)
D(LENDING_RATE) -0.046813
(0.01567)
Mức ý nghĩa 10%
Date: 07/16/13 Time: 22:25
Sample (adjusted): 2009M12 2012M11
Included observations: 36 after adjustments
Trend assumption: Linear deterministic trend
Series: OVERNIGHT_RATE LENDING_RATE
Lags interval (in first differences): 1 to 4
Unrestricted Cointegration Rank Test (Trace)
Hypothesized Trace 0.1
No. of CE(s) Eigenvalue Statistic Prob.** Critical Value
None * 0.270054 15.80719 13.42878 0.0449
At most 1 * 0.116889 4.474953 2.705545 0.0344
Trace test indicates 2 cointegrating eqn(s) at the 0.1 level
* denotes rejection of the hypothesis at the 0.1 level
**MacKinnon-Haug-Michelis (1999) p-values
Unrestricted Cointegration Rank Test (Maximum Eigenvalue)
Hypothesized Max-Eigen 0.1
No. of CE(s) Eigenvalue Statistic Prob.** Critical Value
None 0.270054 11.33223 12.29652 0.1383
At most 1 * 0.116889 4.474953 2.705545 0.0344
Max-eigenvalue test indicates no cointegration at the 0.1 level
* denotes rejection of the hypothesis at the 0.1 level
**MacKinnon-Haug-Michelis (1999) p-values
Unrestricted Cointegrating Coefficients (normalized by b'*S11*b=I):
OVERNIGHT_RATE LENDING_RATE
-0.158504 -0.328646
0.750924 -0.856837
Unrestricted Adjustment Coefficients (alpha):
D(OVERNIGHT_RATE) 0.167507 -0.391384
D(LENDING_RATE) 0.295341 0.046337
1 Cointegrating Equation(s): Log likelihood -83.36221
Normalized cointegrating coefficients (standard error in parentheses)
OVERNIGHT_RATE LENDING_RATE
1.000000 2.073432
(1.01409)
Adjustment coefficients (standard error in parentheses)
D(OVERNIGHT_RATE) -0.026551
(0.03660)
D(LENDING_RATE) -0.046813
(0.01567)
OVERNIGHT_RATE DEPOSIT_RATE
Mức ý nghĩa 1%
Date: 07/16/13 Time: 22:27
Sample (adjusted): 2009M12 2012M11
Included observations: 36 after adjustments
Trend assumption: Linear deterministic trend
Series: OVERNIGHT_RATE DEPOSIT_RATE
Lags interval (in first differences): 1 to 4
Unrestricted Cointegration Rank Test (Trace)
Hypothesized Trace 0.01
No. of CE(s) Eigenvalue Statistic Prob.** Critical Value
None 0.166609 11.89923 19.93711 0.1618
At most 1 0.137812 5.338150 6.634897 0.0209
Trace test indicates no cointegration at the 0.01 level
* denotes rejection of the hypothesis at the 0.01 level
**MacKinnon-Haug-Michelis (1999) p-values
Unrestricted Cointegration Rank Test (Maximum Eigenvalue)
Hypothesized Max-Eigen 0.01
No. of CE(s) Eigenvalue Statistic Prob.** Critical Value
None 0.166609 6.561080 18.52001 0.5423
At most 1 0.137812 5.338150 6.634897 0.0209
Max-eigenvalue test indicates no cointegration at the 0.01 level
* denotes rejection of the hypothesis at the 0.01 level
**MacKinnon-Haug-Michelis (1999) p-values
Unrestricted Cointegrating Coefficients (normalized by b'*S11*b=I):
OVERNIGHT_RATE DEPOSIT_RATE
-1.037138 1.192769
-0.276293 0.987164
Unrestricted Adjustment Coefficients (alpha):
D(OVERNIGHT_RATE) 0.437987 0.177696
D(DEPOSIT_RATE) 0.095128 -0.121006
1 Cointegrating Equation(s): Log likelihood -71.03126
Normalized cointegrating coefficients (standard error in parentheses)
OVERNIGHT_RATE DEPOSIT_RATE
1.000000 -1.150059
(0.27356)
Adjustment coefficients (standard error in parentheses)
D(OVERNIGHT_RATE) -0.454253
(0.22176)
D(DEPOSIT_RATE) -0.098661
(0.07917)
Mức ý nghĩa 5%
Date: 07/16/13 Time: 22:28
Sample (adjusted): 2009M12 2012M11
Included observations: 36 after adjustments
Trend assumption: Linear deterministic trend
Series: OVERNIGHT_RATE DEPOSIT_RATE
Lags interval (in first differences): 1 to 4
Unrestricted Cointegration Rank Test (Trace)
Hypothesized Trace 0.05
No. of CE(s) Eigenvalue Statistic Prob.** Critical Value
None 0.166609 11.89923 15.49471 0.1618
At most 1 * 0.137812 5.338150 3.841466 0.0209
Trace test indicates no cointegration at the 0.05 level
* denotes rejection of the hypothesis at the 0.05 level
**MacKinnon-Haug-Michelis (1999) p-values
Unrestricted Cointegration Rank Test (Maximum Eigenvalue)
Hypothesized Max-Eigen 0.05
No. of CE(s) Eigenvalue Statistic Prob.** Critical Value
None 0.166609 6.561080 14.26460 0.5423
At most 1 * 0.137812 5.338150 3.841466 0.0209
Max-eigenvalue test indicates no cointegration at the 0.05 level
* denotes rejection of the hypothesis at the 0.05 level
**MacKinnon-Haug-Michelis (1999) p-values
Unrestricted Cointegrating Coefficients (normalized by b'*S11*b=I):
OVERNIGHT_RATE DEPOSIT_RATE
-1.037138 1.192769
-0.276293 0.987164
Unrestricted Adjustment Coefficients (alpha):
D(OVERNIGHT_RATE) 0.437987 0.177696
D(DEPOSIT_RATE) 0.095128 -0.121006
1 Cointegrating Equation(s): Log likelihood -71.03126
Normalized cointegrating coefficients (standard error in parentheses)
OVERNIGHT_RATE DEPOSIT_RATE
1.000000 -1.150059
(0.27356)
Adjustment coefficients (standard error in parentheses)
D(OVERNIGHT_RATE) -0.454253
(0.22176)
D(DEPOSIT_RATE) -0.098661
(0.07917)
Mức ý nghĩa 10%
Date: 07/16/13 Time: 22:28
Sample (adjusted): 2009M12 2012M11
Included observations: 36 after adjustments
Trend assumption: Linear deterministic trend
Series: OVERNIGHT_RATE DEPOSIT_RATE
Lags interval (in first differences): 1 to 4
Unrestricted Cointegration Rank Test (Trace)
Hypothesized Trace 0.1
No. of CE(s) Eigenvalue Statistic Prob.** Critical Value
None 0.166609 11.89923 13.42878 0.1618
At most 1 * 0.137812 5.338150 2.705545 0.0209
Trace test indicates no cointegration at the 0.1 level
* denotes rejection of the hypothesis at the 0.1 level
**MacKinnon-Haug-Michelis (1999) p-values
Unrestricted Cointegration Rank Test (Maximum Eigenvalue)
Hypothesized Max-Eigen 0.1
No. of CE(s) Eigenvalue Statistic Prob.** Critical Value
None 0.166609 6.561080 12.29652 0.5423
At most 1 * 0.137812 5.338150 2.705545 0.0209
Max-eigenvalue test indicates no cointegration at the 0.1 level
* denotes rejection of the hypothesis at the 0.1 level
**MacKinnon-Haug-Michelis (1999) p-values
Unrestricted Cointegrating Coefficients (normalized by b'*S11*b=I):
OVERNIGHT_RATE DEPOSIT_RATE
-1.037138 1.192769
-0.276293 0.987164
Unrestricted Adjustment Coefficients (alpha):
D(OVERNIGHT_RATE) 0.437987 0.177696
D(DEPOSIT_RATE) 0.095128 -0.121006
1 Cointegrating Equation(s): Log likelihood -71.03126
Normalized cointegrating coefficients (standard error in parentheses)
OVERNIGHT_RATE DEPOSIT_RATE
1.000000 -1.150059
(0.27356)
Adjustment coefficients (standard error in parentheses)
D(OVERNIGHT_RATE) -0.454253
(0.22176)
D(DEPOSIT_RATE) -0.098661
(0.07917)
GOVERNMENT SECURITIES, TREASURY BILLS- DEPOSIT RATE
Mức ý nghĩa 1%
Date: 07/16/13 Time: 22:29
Sample (adjusted): 2000M06 2012M11
Included observations: 150 after adjustments
Trend assumption: Linear deterministic trend
Series: GOVERNMENT_SECURITIES__T DEPOSIT_RATE
Lags interval (in first differences): 1 to 4
Unrestricted Cointegration Rank Test (Trace)
Hypothesized Trace 0.01
No. of CE(s) Eigenvalue Statistic Prob.** Critical Value
None 0.062754 12.00461 19.93711 0.1567
At most 1 0.015106 2.283214 6.634897 0.1308
Trace test indicates no cointegration at the 0.01 level
* denotes rejection of the hypothesis at the 0.01 level
**MacKinnon-Haug-Michelis (1999) p-values
Unrestricted Cointegration Rank Test (Maximum Eigenvalue)
Hypothesized Max-Eigen 0.01
No. of CE(s) Eigenvalue Statistic Prob.** Critical Value
None 0.062754 9.721394 18.52001 0.2309
At most 1 0.015106 2.283214 6.634897 0.1308
Max-eigenvalue test indicates no cointegration at the 0.01 level
* denotes rejection of the hypothesis at the 0.01 level
**MacKinnon-Haug-Michelis (1999) p-values
Unrestricted Cointegrating Coefficients (normalized by b'*S11*b=I):
GOVERNMENT_SECURITIES__T DEPOSIT_RATE
-0.571553 0.665405
0.523508 -0.145581
Unrestricted Adjustment Coefficients (alpha):
D(GOVERNMENT_SECURITIES_ _T) 0.063192 -0.088049
D(DEPOSIT_RATE) -0.102173 -0.034701
1 Cointegrating Equation(s): Log likelihood -268.9880
Normalized cointegrating coefficients (standard error in parentheses)
GOVERNMENT_SECURITIES__T DEPOSIT_RATE
1.000000 -1.164205
(0.19549)
Adjustment coefficients (standard error in parentheses)
D(GOVERNMENT_SECURITIES_ _T) -0.036118
(0.03656)
D(DEPOSIT_RATE) 0.058397
(0.02345)
Mức ý nghĩa 5%
Date: 07/16/13 Time: 22:30
Sample (adjusted): 2000M06 2012M11
Included observations: 150 after adjustments
Trend assumption: Linear deterministic trend
Series: GOVERNMENT_SECURITIES__T DEPOSIT_RATE
Lags interval (in first differences): 1 to 4
Unrestricted Cointegration Rank Test (Trace)
Hypothesized Trace 0.05
No. of CE(s) Eigenvalue Statistic Prob.** Critical Value
None 0.062754 12.00461 15.49471 0.1567
At most 1 0.015106 2.283214 3.841466 0.1308
Trace test indicates no cointegration at the 0.05 level
* denotes rejection of the hypothesis at the 0.05 level
**MacKinnon-Haug-Michelis (1999) p-values
Unrestricted Cointegration Rank Test (Maximum Eigenvalue)
Hypothesized Max-Eigen 0.05
No. of CE(s) Eigenvalue Statistic Prob.** Critical Value
None 0.062754 9.721394 14.26460 0.2309
At most 1 0.015106 2.283214 3.841466 0.1308
Max-eigenvalue test indicates no cointegration at the 0.05 level
* denotes rejection of the hypothesis at the 0.05 level
**MacKinnon-Haug-Michelis (1999) p-values
Unrestricted Cointegrating Coefficients (normalized by b'*S11*b=I):
GOVERNMENT_SECURITIES__T DEPOSIT_R ATE
-0.571553 0.665405
0.523508 -0.145581
Unrestricted Adjustment Coefficients (alpha):
D(GOVERNMENT_SECURITIES__T) 0.063192 -0.088049
D(DEPOSIT_RATE) -0.102173 -0.034701
1 Cointegrating Equation(s): Log likelihood -268.9880
Normalized cointegrating coefficients (standard error in parentheses)
GOVERNMENT_SECURITIES__T DEPOSIT_R ATE
1.000000 -1.164205
(0.19549)
Adjustment coefficients (standard error in parentheses)
D(GOVERNMENT_SECURITIES__T) -0.036118
(0.03656)
D(DEPOSIT_RATE) 0.058397
(0.02345)
Mức ý nghĩa 10%
Date: 07/16/13 Time: 22:30
Sample (adjusted): 2000M06 2012M11
Included observations: 150 after adjustments
Trend assumption: Linear deterministic trend
Series: GOVERNMENT_SECURITIES__T DEPOSIT_RATE
Lags interval (in first differences): 1 to 4
Unrestricted Cointegration Rank Test (Trace)
Hypothesized Trace 0.1
No. of CE(s) Eigenvalue Statistic Prob.** Critical Value
None 0.062754 12.00461 13.42878 0.1567
At most 1 0.015106 2.283214 2.705545 0.1308
Trace test indicates no cointegration at the 0.1 level
* denotes rejection of the hypothesis at the 0.1 level
**MacKinnon-Haug-Michelis (1999) p-values
Unrestricted Cointegration Rank Test (Maximum Eigenvalue)
Hypothesized Max-Eigen 0.1
No. of CE(s) Eigenvalue Statistic Prob.** Critical Value
None 0.062754 9.721394 12.29652 0.2309
At most 1 0.015106 2.283214 2.705545 0.1308
Max-eigenvalue test indicates no cointegration at the 0.1 level
* denotes rejection of the hypothesis at the 0.1 level
**MacKinnon-Haug-Michelis (1999) p-values
Unrestricted Cointegrating Coefficients (normalized by b'*S11*b=I):
GOVERNMENT_SECURITIES __T DEPOSIT_RATE
-0.571553 0.665405
0.523508 -0.145581
Unrestricted Adjustment Coefficients (alpha):
D(GOVERNMENT_SECURITI ES__T) 0.063192 -0.088049
D(DEPOSIT_RATE) -0.102173 -0.034701
1 Cointegrating Equation(s): Log likelihood -268.9880
Normalized cointegrating coefficients (standard error in parentheses)
GOVERNMENT_SECURITIES __T DEPOSIT_RATE
1.000000 -1.164205
(0.19549)
Adjustment coefficients (standard error in parentheses)
D(GOVERNMENT_SECURITI ES__T) -0.036118
(0.03656)
D(DEPOSIT_RATE) 0.058397
(0.02345)
GOVERNMENT SECURITIES, TREASURY BILLS-LENDING RATE
Mức ý nghĩa 1%
Date: 07/16/13 Time: 22:31
Sample (adjusted): 2000M06 2012M11
Included observations: 150 after adjustments
Trend assumption: Linear deterministic trend
Series: GOVERNMENT_SECURITIES__T LENDING_RATE
Lags interval (in first differences): 1 to 4
Unrestricted Cointegration Rank Test (Trace)
Hypothesized Trace 0.01
No. of CE(s) Eigenvalue Statistic Prob.** Critical Value
None 0.095363 17.71349 19.93711 0.0228
At most 1 0.017710 2.680302 6.634897 0.1016
Trace test indicates no cointegration at the 0.01 level
* denotes rejection of the hypothesis at the 0.01 level
**MacKinnon-Haug-Michelis (1999) p-values
Unrestricted Cointegration Rank Test (Maximum Eigenvalue)
Hypothesized Max-Eigen 0.01
No. of CE(s) Eigenvalue Statistic Prob.** Critical Value
None 0.095363 15.03319 18.52001 0.0377
At most 1 0.017710 2.680302 6.634897 0.1016
Max-eigenvalue test indicates no cointegration at the 0.01 level
* denotes rejection of the hypothesis at the 0.01 level
**MacKinnon-Haug-Michelis (1999) p-values
Unrestricted Cointegrating Coefficients (normalized by b'*S11*b=I):
GOVERNMENT_SECURITIES_ _T LENDING_RATE
-0.407374 0.652188
0.483362 -0.139372
Unrestricted Adjustment Coefficients (alpha):
D(GOVERNMENT_SECURITIE S__T) 0.035541 -0.102419
D(LENDING_RATE) -0.174649 -0.022726
1 Cointegrating Equation(s): Log likelihood -300.0183
Normalized cointegrating coefficients (standard error in parentheses)
GOVERNMENT_SECURITIES_ _T LENDING_RATE
1.000000 -1.600956
(0.26127)
Adjustment coefficients (standard error in parentheses)
D(GOVERNMENT_SECURITIE S__T) -0.014478
(0.02676)
D(LENDING_RATE) 0.071148
(0.01943)
Mức ý nghĩa 5%
Date: 07/16/13 Time: 22:31
Sample (adjusted): 2000M06 2012M11
Included observations: 150 after adjustments
Trend assumption: Linear deterministic trend
Series: GOVERNMENT_SECURITIES__T LENDING_RATE
Lags interval (in first differences): 1 to 4
Unrestricted Cointegration Rank Test (Trace)
Hypothesized Trace 0.05
No. of CE(s) Eigenvalue Statistic Prob.** Critical Value
None * 0.095363 17.71349 15.49471 0.0228
At most 1 0.017710 2.680302 3.841466 0.1016
Trace test indicates 1 cointegrating eqn(s) at the 0.05 level
* denotes rejection of the hypothesis at the 0.05 level
**MacKinnon-Haug-Michelis (1999) p-values
Unrestricted Cointegration Rank Test (Maximum Eigenvalue)
Hypothesized Max-Eigen 0.05
No. of CE(s) Eigenvalue Statistic Prob.** Critical Value
None * 0.095363 15.03319 14.26460 0.0377
At most 1 0.017710 2.680302 3.841466 0.1016
Max-eigenvalue test indicates 1 cointegrating eqn(s) at the 0.05 level
* denotes rejection of the hypothesis at the 0.05 level
**MacKinnon-Haug-Michelis (1999) p-values
Unrestricted Cointegrating Coefficients (normalized by b'*S11*b=I):
GOVERNMENT_SECURI TIES__T LENDING_RATE
-0.407374 0.652188
0.483362 -0.139372
Unrestricted Adjustment Coefficients (alpha):
D(GOVERNMENT_SECU RITIES__T) 0.035541 -0.102419
D(LENDING_RATE) -0.174649 -0.022726
1 Cointegrating Equation(s): Log likelihood -300.0183
Normalized cointegrating coefficients (standard error in parentheses)
GOVERNMENT_SECURI TIES__T LENDING_RATE
1.000000 -1.600956
(0.26127)
Adjustment coefficients (standard error in parentheses)
D(GOVERNMENT_SECU RITIES__T) -0.014478
(0.02676)
D(LENDING_RATE) 0.071148
(0.01943)
Mức ý nghĩa 10%
Date: 07/16/13 Time: 22:32
Sample (adjusted): 2000M06 2012M11
Included observations: 150 after adjustments
Trend assumption: Linear deterministic trend
Series: GOVERNMENT_SECURITIES__T LENDING_RATE
Lags interval (in first differences): 1 to 4
Unrestricted Cointegration Rank Test (Trace)
Hypothesized Trace 0.1
No. of CE(s) Eigenvalue Statistic Prob.** Critical Value
None * 0.095363 17.71349 13.42878 0.0228
At most 1 0.017710 2.680302 2.705545 0.1016
Trace test indicates 1 cointegrating eqn(s) at the 0.1 level
* denotes rejection of the hypothesis at the 0.1 level
**MacKinnon-Haug-Michelis (1999) p-values
Unrestricted Cointegration Rank Test (Maximum Eigenvalue)
Hypothesized Max-Eigen 0.1
No. of CE(s) Eigenvalue Statistic Prob.** Critical Value
None * 0.095363 15.03319 12.29652 0.0377
At most 1 0.017710 2.680302 2.705545 0.1016
Max-eigenvalue test indicates 1 cointegrating eqn(s) at the 0.1 level
* denotes rejection of the hypothesis at the 0.1 level
**MacKinnon-Haug-Michelis (1999) p-values
Unrestricted Cointegrating Coefficients (normalized by b'*S11*b=I):
GOVERNMENT_SECURITIES_ _T LENDING_RATE
-0.407374 0.652188
0.483362 -0.139372
Unrestricted Adjustment Coefficients (alpha):
D(GOVERNMENT_SECURITIE S__T) 0.035541 -0.102419
D(LENDING_RATE) -0.174649 -0.022726
1 Cointegrating Equation(s): Log likelihood -300.0183
Normalized cointegrating coefficients (standard error in parentheses)
GOVERNMENT_SECURITIES_ _T LENDING_RATE
1.000000 -1.600956
(0.26127)
Adjustment coefficients (standard error in parentheses)
-0.014478 D(GOVERNMENT_SECURITIE S__T)
(0.02676)
D(LENDING_RATE) 0.071148
(0.01943)
