Luận văn Thạc sĩ Kinh tế: Mức độ truyền dẫn lãi suất cơ bản của ngân hàng nhà nước vào lãi suất tiền gửi và lãi suất cho vay tại Ngân hàng TMCP ngoại thương Việt Nam

BỘ GIÁO DỤC VÀ ĐÀO TẠO

TRƯỜNG ĐẠI HỌC KINH TẾ THÀNH PHỐ HỒ CHÍ MINH

ĐOÀN DUY KHÁNH

MỨC ĐỘ TRUYỀN DẪN LÃI SUẤT CƠ BẢN CỦA NGÂN HÀNG NHÀ NƯỚC VÀO LÃI SUẤT TIỀN GỬI VÀ LÃI SUẤT CHO VAY TẠI NGÂN HÀNG TMCP NGOẠI THƯƠNG VIỆT NAM

LUẬN VĂN THẠC SĨ KINH TẾ

Tp.Hồ Chí Minh, năm 2014

BỘ GIÁO DỤC VÀ ĐÀO TẠO

TRƯỜNG ĐẠI HỌC KINH TẾ THÀNH PHỐ HỒ CHÍ MINH

-------------------

ĐOÀN DUY KHÁNH

MỨC ĐỘ TRUYỀN DẪN LÃI SUẤT CƠ BẢN CỦA NGÂN HÀNG NHÀ NƯỚC VÀO LÃI SUẤT TIỀN GỬI VÀ LÃI SUẤT CHO VAY TẠI NGÂN HÀNG TMCP NGOẠI THƯƠNG VIỆT NAM

Chuyên ngành : Kinh tế Tài chính – Ngân hàng

Mã số

: 60340201

LUẬN VĂN THẠC SĨ KINH TẾ

Người hướng dẫn khoa học: PGS.TS. Trần Hoàng Ngân

Tp.Hồ Chí Minh, năm 2014

MỤC LỤC

TRANG PHỤ BÌA

LỜI CAM ĐOAN

MỤC LỤC

DANH MỤC CÁC CHỮ VIẾT TẮT

DANH MỤC CÁC BẢNG

DANH MỤC CÁC HÌNH VẼ

PHẦN MỞ ĐẦU ........................................................................................... 1

Lý do chọn đề tài ............................................................................................ 1

2 Mục tiêu nghiên cứu ........................................................................................ 2

3 Câu hỏi nghiên cứu .......................................................................................... 3

4 Đối tượng nghiên cứu ...................................................................................... 3

Phạm vi nghiên cứu ........................................................................................ 3

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

7 Kết cấu luận văn .............................................................................................. 4

CHƯƠNG 1: TỔNG QUAN VỀ SỰ TRUYỀN DẪN LÃI SUẤT CƠ

BẢN CỦA NGÂN HÀNG NHÀ NƯỚC VÀO LÃI SUẤT TIỀN GỬI VÀ

LÃI SUẤT CHO VAY TẠI NGÂN HÀNG THƯƠNG MẠI

1.1 Cơ sở lý thuyết của truyền dẫn lãi suất......................................................... 5

1.1.1. Lập luận của Taylor về cách tính lãi suất danh nghĩa ................................... 5

1.1.2. Các khái niệm truyền dẫn lãi suất và cơ chế truyền dẫn lãi suất .................. 6

1.1.3. Các kênh truyền dẫn tác động của chính sách tiền tệ ..........................................6

1.2

Tổng quan về lãi suất cơ bản ...................................................................... 10

1.2.1 Lãi suất cơ bản ở Việt Nam................................................................... 10

1.2.2 Lãi suất cơ bản tại một số quốc gia trên thế giới ......................................... 11

1.3 Cơ chế truyền dẫn lãi suất cơ bản tại Việt Nam .......................................... 13

1.4 Mối quan hệ truyền dẫn giữa lãi suất cơ bản và lãi suất tiền gửi, lãi suất cho

vay ................................................................................................................... 14

1.5 Nghiên cứu thực nghiệm về cơ chế truyền dẫn lãi suất ............................. 15

1.5.1 Các nghiên cứu trong nước ........................................................................ 16

1.5.2 Các nghiên cứu trên thế giới ...................................................................... 18

Tóm tắt chương 1 ................................................................................................... 21

CHƯƠNG 2: THỰC TRẠNG DIỄN BIẾN VÀ MỐI TƯƠNG QUAN

GIỮA LÃI SUẤT CƠ BẢN CỦA NGÂN HÀNG NHÀ NƯỚC VÀ LÃI

SUẤT TIỀN GỬI, LÃI SUẤT CHO VAY TẠI NGÂN HÀNG TMCP

NGOẠI THƯƠNG VIỆT NAM ............................................................... 23

2.1 Dữ liệu nghiên cứu ..................................................................................... 25

2.2 Diễn biến lãi suất cơ bản của Ngân hàng Nhà nước giai đoạn 2007-2013 25

2.3 Diễn biến lãi suất tiền gửi và lãi suất cho vay của Vietcombank trong mối

tương quan với lãi suất cơ bản .................................................................... 28

2.4

Phân tích thống kê mô tả mối quan hệ giữa lãi suất cơ bản, lãi suất huy

động và cho vay .......................................................................................... 31

2.5 Diễn biến lãi suất huy động và cho vay của Vietcombank trong mối tương

quan với trần lãi suất huy động ................................................................... 35

2.6 Diễn biến lãi suất huy động và cho vay của Vietcombank trong mối tương

quan với lãi suất tái chiết khấu ................................................................... 39

Tóm tắt chương 2 ................................................................................................... 43

CHƯƠNG 3: ĐO LƯỜNG MỨC ĐỘ TRUYỀN DẪN LÃI SUẤT CƠ

BẢN CỦA NGÂN HÀNG NHÀ NƯỚC VÀO LÃI SUẤT TIỀN GỬI VÀ

LÃI SUẤT CHO VAY TẠI NGÂN HÀNG TMCP NGOẠI THƯƠNG

VIỆT NAM ................................................................................................. 44

3.1 Mô hình nghiên cứu .................................................................................... 44

3.1.1 Kiểm định tính dừng và xác định bậc tích hợp ........................................... 47

3.1.2 Kiểm định đồng liên kết ............................................................................. 51

3.1.3 Chọn bước trễ tối ưu cho các biến trong mô hình ...................................... 55

3.2 Kế quả truyền dẫn lãi suất cơ bản ............................................................... 55

3.2.1 Đo lường mức độ truyền dẫn lãi suất cơ bản trong dài hạn ........................ 55

3.2.2 Đo lường mức độ truyền dẫn lãi suất cơ bản trong ngắn hạn ..................... 58

3.3 Kết quả truyền dẫn lãi suất tái chiết khấu ................................................... 61

3.3.1 Đo lường mức độ truyền dẫn lãi suất tái chiết khấu trong dài hạn ............. 62

3.3.2 Đo lường mức độ truyền dẫn lãi suất tái chiết khấu trong ngắn hạn .......... 63

Tóm tắt chương 3 ................................................................................................... 64

PHẦN KẾT LUẬN VÀ KIẾN NGHỊ. ...................................................... 65

DANH MỤC TÀI LIỆU THAM KHẢO

PHỤ LỤC

DANH MỤC CÁC CHỮ VIẾT TẮT -------------------

ADF (Augemented Dickly-Fuller): Kiểm định tính dừng theo phương pháp ADF

: Lãi suất cho vay ngắn hạn

CVNH

: Lãi suất cho vay trung dài hạn

CVTDH

ECM (Error Corrected Model): Mô hình hiệu chỉnh sai số

LSCB

: Lãi suất cơ bản

LSTCK

: Lãi suất tái chiết khấu

NHNN

: Ngân hàng nhà nước

NHTM

: Ngân hàng thương mại

NHTW

: Ngân hàng trung ương

OLS (Ordinary least square): Phương pháp bình phương bé nhất

PP (Phillips Perron)

: Kiểm định tính dừng theo phương pháp PP

TCTD

: Tổ chức tín dụng

TG12T

: Lãi suất tiền gửi kỳ hạn 12 tháng

TG18T

: Lãi suất tiền gửi kỳ hạn 18 tháng

TG1T

: Lãi suất tiền gửi kỳ hạn 1 tháng

TG24T

: Lãi suất tiền gửi kỳ hạn 24 tháng

TG6T

: Lãi suất tiền gửi kỳ hạn 6 tháng

TLSHD

: Trần lãi suất huy động

Vietcombank

: Ngân hàng TCMP Ngoại Thương Việt Nam

DANH MỤC CÁC BẢNG -------------------

Trang

Bảng 2.1

Bảng 2.2

Kết quả thống kê mô tả lãi suất cơ bản, lãi suất tiền gửi, lãi suất cho vay Ma trận tương quan giữa lãi suất cơ bản, lãi suất tiền gửi và lãi suất cho vay

Bảng 3.1 Kết quả kiểm định tính dừng bằng phương pháp ADP

Bảng 3.2 Kết quả kiểm định tính dừng bằng phương pháo PP

Bảng 3.3 Tổng hợp kết quả kiểm định đồng liên kết Johansen

Bảng 3.4 Kết quả lựa chọn độ trễ

Bảng 3.5 Kế quả truyền dẫn lãi suất cơ bản trong dài hạn

Bảng 3.6 Kế quả truyền dẫn lãi suất cơ bản trong ngắn hạn

Bảng 3.7 Kết quả truyền dẫn lãi suất tái chiết khấu trong dài hạn

Bảng 3.8

Kết quả truyền dẫn lãi suất tái chiết khấu trong ngắn hạn

DANH MỤC CÁC HÌNH VẼ -------------------

Trang

Hình 2.1 Biến động lãi suất cơ bản

Hình 2.2

Biến động lãi suất tiền gửi, lãi suất cho vay trong mối tương quan với lãi suất cơ bản

Hình 2.3

Biến động lãi suất tiền gửi, lãi suất cho vay trong mối tương quan với trần lãi suất huy động

Hình 2.4

Biến động lãi suất tiền gửi, lãi suất cho vay trong mối tương quan với lãi suất tái chiết khấu

DANH MỤC CÁC HÌNH VẼ -------------------

Trang

Hình 2.1 Biến động lãi suất cơ bản

Hình 2.2

Biến động lãi suất tiền gửi, lãi suất cho vay trong mối tương quan với lãi suất cơ bản

Hình 2.3

Biến động lãi suất tiền gửi, lãi suất cho vay trong mối tương quan với trần lãi suất huy động.

Hình 2.4

Biến động lãi suất tiền gửi, lãi suất cho vay trong mối tương quan với lãi suất tái chiết khấu

DANH MỤC CÁC HÌNH VẼ -------------------

Trang

Hình 2.1 Biến động lãi suất cơ bản

Hình 2.2

Biến động lãi suất tiền gửi, lãi suất cho vay trong mối tương quan với lãi suất cơ bản

Hình 2.3

Biến động lãi suất tiền gửi, lãi suất cho vay trong mối tương quan với trần lãi suất huy động

Hình 2.4

Biến động lãi suất tiền gửi, lãi suất cho vay trong mối tương quan với lãi suất tái chiết khấu

PHẦN MỞ ĐẦU

1. Lý do chọn đề tài

- Cuộc khủng hoảng tài chính thế giới năm 2008 đã có những tác động tiêu

cực đến nền kinh tế Việt Nam. Nền kinh tế Việt Nam đã trải qua nhiều khó

khăn trong những năm qua như: Hàng tồn kho tăng cao, thị trường bất động

sản đóng băng, hệ thống ngân hàng gặp khó khăn về thanh khoản và tỷ nợ

xấu tăng cao. Kết thúc năm 2013 nền kinh tế Việt Nam đã dần đi vào ổn

định, vấn đề lạm pháp được kiểm soát, tuy nhiên nền kinh tế vẫn đang phải

đối mặt với những khó khăn và thách thức như tỷ lệ tăng trưởng GDP còn

thấp (năm 2013 khoảng 5,42%), vấn đề tái cấu trúc nền kinh tế chưa đạt yêu

cầu, hàng loạt doanh nghiệp đóng cửa ngừng hoạt động, tăng trưởng tín dụng

không đạt mục tiêu (12%), hiệu quả hoạt động của hệ thống ngân hàng thấp.

Nổi bậc là việc điều hành chính sách lãi suất linh hoạt của ngân hàng nhà

nước nhằm mục tiêu kiềm chế lạm phát hay hỗ trợ sản xuất nhằm phục hồi

tăng trưởng, tuy nhiên thời gian qua lãi suất huy động và cho vay trên thị

trường tiền tệ đã có những biến động hết sức phức tạp, cụ thể là vào những

tháng cuối năm 2008 ngân hàng nhà nước thực hiện chính sách tiền tệ thắt

chặt nhằm chống lạm phát, do đó ngân hàng nhà nước đã nâng lãi suất cơ

bản lên mức 14%/năm, một số ngân hàng thương mại đã lách luật đẩy lãi

suất huy động lên mức từ 17,5%/năm đến 20%/năm, lãi suất cho vay ở mức

từ 25%/năm đến 27%/năm, hay vào những tháng giữa năm 2011 khi lạm

phát có dấu hiệu quay trở lại ngân hàng nhà nước đã qui định mức trần lãi

suất huy động là 14%/năm, một số ngân hàng thương mại gặp khó khăn về

thanh khoản đã phá rào trần lãi suất huy động bằng mọi cách như chi hoa

hồng, chi tiền mặt ngoài sổ sách, nhận ủy thác đầu tư trá hình…Đặc biệt là

vào những tháng cuối năm 2013 nổi lên vấn đề một số ngân hàng thương mại

cho vay với mức lãi suất thấp hơn lãi suất huy động.

- Với tình hình nền kinh tế Việt Nam như nay nay, việc hoạch định cơ chế

điều hành chính sách tiền tệ hợp lý sẽ có những tác động tích cực đến nền

kinh tế. Lãi suất là một công cụ đặt biệt quan trong trong việc thực thi chính

sách tiền tệ. Lãi suất vừa là công cụ điều tiết vừa được xem như yếu tố phát

tín hiệu định hướng thị trường. Sự biến động của lãi suất thị trường tác động

đến quá trình lưu thông và phân bổ vốn đến với các chủ thể của nền kinh. Lãi

suất hiện là một chỉ báo kinh tế quan trọng luôn thu hút sự quan tâm của

cộng đồng doanh nghiệp, các cá nhân, tổ chức trong và ngoài nước.

- Tại Việt Nam, đã có một số nghiên cứu về cơ chế truyền dẫn tiền tệ nói

chung tuy nhiên vấn đề truyền dẫn lãi suất cơ bản đến lãi suất tiền gửi và lãi

suất cho vay tại các ngân hàng thương mại chưa thu hút được sự quan tâm

nghiên cứu trong thời gian qua. Dựa trên bài nghiên cứu của nhóm 3 tác giả

Ming Hua Liu - Dimitri Margaritis và Alireza Tourani Rad (2005) về tính

minh bạch của chính sách tiền tệ và cơ chế dẫn truyền từ lãi suất chính sách

sang lãi suất thị trường và lãi suất tiền gửi-tiền vay tại New Zealand giai

đoạn 1994-2004, tác giả thực hiện bài nghiên cứu thực nghiệm về mức độ

truyền dẫn lãi suất cơ bản của Ngân hàng nhà nước vào lãi suất tiền gửi và lãi

suất cho vay tại Ngân hàng TMCP Ngoại Thương Việt Nam (Vietcombank)

nhằm mục đích tìm hiểu sâu hơn về cơ chế truyền dẫn lãi suất và góp phần

có thêm những nghiên cứu thực nghiệm vấn đề này cũng như đưa những kiến

nghị nhằm nhằm nâng cao tính hiệu quả của truyền dẫn lãi suất tại

Vietcombank.

- Bên cạnh đó, trong bài luận văn này tác giả cũng đo lường thêm mức độ

truyền dẫn lãi suất tái chiết khấu của Ngân hàng nhà nước làm cơ sở để so

sánh, đánh giá với mức độ truyền dẫn của lãi suất cơ bản. Ngoài ra tác giả

còn phân tích đánh giá hiệu quả của cơ chế điều hành trần lãi suất huy động

của Ngân hàng nhà nước trong thời gian qua. Vì cơ chế điều hành trần lãi

suất huy động được xem như sự tiếp nối của cơ chế điều hành lãi suất cơ bản.

2. Mục tiêu nghiên cứu

- Tìm hiểu rõ về cơ chế truyền dẫn từ lãi suất cơ bản vào lãi suất tiền gửi và lãi

suất cho vay tại các ngân hàng thương mại.

- Đo lường mức độ và phân tích kết quả truyền dẫn lãi suất trong ngắn hạn,

trung và dài hạn tại Vietcombank.

- Từ kết quả nghiên cứu đề xuất một số kiến nghị về chính sách điều hành lãi

suất và một số kiến nghị đối với Vietcombank nhằm nâng cao tính hiệu quả

của truyền dẫn lãi suất cũng như hiệu quả hoạt động của Vietcombank.

3. Câu hỏi nghiên cứu:

- Cơ chế truyền dẫn từ lãi suất cơ bản vào lãi suất tiền gửi và lãi suất cho vay

tại ngân hàng thương mại hiện nay như thế nào?

- Diễn biến thực trạng lãi suất cơ bản, lãi suất tiền gửi và lãi suất cho vay tại

Vietcombank thời gian qua ra sao?

- Mức độ truyền dẫn và chiều hướng tác động của lãi suất cơ bản đến lãi suất

tiền gửi và lãi suất cho vay trong ngắn hạn, trung dài hạn tại Vietcombank

như thế nào?

4. Đối tƣợng nghiên cứu

- Lãi suất cơ bản của NHNN Việt Nam.

- Lãi suất tái chiết khấu chiết khấu của NHNN Việt Nam.

- Trần lãi suất huy động của NHNN Việt Nam.

- Lãi suất tiền gửi các kỳ hạn tại Vietcombank.

- Lãi suất cho vay ngắn hạn, trung dài hạn tại Vietcombank.

5. Phạm vi nghiên cứu

- Các số liệu về lãi suất cơ bản được NHNN Việt Nam công bố giai đoạn

2007-2013.

- Các số liệu về lãi suất tái chiết khấu được NHNN Việt Nam công bố giai

đoạn 2007-2013.

- Các loại lãi suất tiền gửi các kỳ hạn và lãi suất cho vay ngắn hạn, trung dài

hạn được Vietcombank công bố giai đoạn 2007-2013.

6. Phƣơng pháp nghiên cứu

- Bài nghiên cứu sử dụng phương pháp thống kê mô tả, kiểm định nghiệm đơn

vị, kiểm định đồng liên kết Johansen, chạy mô hình hình ECM (mô hình hiệu

chỉnh sai số) để đo lường mức độ truyền dẫn trong ngắn hạn, chạy mô hình

hồi quy OLS để đo lường mức độ truyền dẫn trong dài hạn.

7. Kết cấu luận văn

Luận văn được kết cấu như sau:

- Phần mở đầu.

- Chương 1: Tổng quan về sự truyền dẫn lãi suất cơ bản của Ngân hàng nhà

nước vào lãi suất tiền gửi và lãi suất cho vay tại ngân hàng thương mại.

- Chương 2: Thực trạng diễn biến và mối tương quan giữa lãi suất cơ bản của

ngân hàng nhà nước và lãi suất tiền gửi, lãi suất cho vay tại Ngân hàng

TMCP Ngoại Thương Việt Nam.

- Chương 3: Đo lường mức độ truyền dẫn lãi suất cơ bản của Ngân hàng Nhà

nước vào lãi suất tiền gửi và lãi suất cho vay tại Ngân hàng TMCP Ngoại

Thương Việt Nam.

- Phần kết luận và kiến nghị.

CHƢƠNG 1: TỔNG QUAN VỀ SỰ TRUYỀN DẪN LÃI SUẤT CƠ

BẢN CỦA NGÂN HÀNG NHÀ NƢỚC VÀO LÃI SUẤT TIỀN GỬI

VÀ LÃI SUẤT CHO VAY TẠI NGÂN HÀNG THƢƠNG MẠI

1.1 Cơ sở lý thuyết của truyền dẫn lãi suất

1.1.1. Lập luận của Taylor1 về cách tính lãi suất danh nghĩa

Một trong những lý thuyết để tính toán lãi suất được đưa ra bởi nhà kinh tế

học John Taylor. Ông đưa ra cách tính toán lãi suất danh nghĩa phù hợp với

điều kiện tăng trưởng và lạm phát. Theo đó các ngân hàng xác định lãi suất

trong ngắn hạn khi các điều kiện kinh tế thay đổi để đạt được mục tiêu là ổn

định kinh tế trong ngắn hạn và kiểm soát lạm phát trong dài hạn.Khi chính

sách tiền tệ phản ứng đủ mạnh với lạm phát, sự cân bằng của nền kinh tế dần

được xác định. Lãi suất danh nghĩa cần được điều chỉnh đủ lớn với một sự

gia tăng trong lạm phát nhằm làm tăng lãi suất thực, do đó lãi suất danh

nghĩa phải được điều chỉnh ít nhất là bằng với thay đổi trong tỷ lệ lạm phát

(kỳ vọng), nhằm xác định được sự cân bằng nền kinh tế một cách ổn định.

Nếu lãi suất danh nghĩa điều chỉnh không đủ lớn thì kỳ vọng về lạm phát gia

tăng dẫn đến lãi suất thực giảm lúc đó nền kinh tế sẽ biến động và không

đạt được trạng thái cân bằng xác định, xuất phát từ hiệu ứng “tự đáp ứng các

thay đổi kỳ vọng” (self-fulfilling revisions in expectations). Lãi suất giảm

sẽ làm giảm chi phí vốn, dẫn đến tăng chi tiêu cho đầu tư và tiêu dùng qua

đó làm tăng tổng cầu, tổng cầu tăng sẽ làm lạm phát thực tế tăng theo. Nguyên

tắc Taylor được mô phỏng theo phương trình.

it = πt+ r*t + aπ (πt + πt*) + ay (yt - yt*). Trong đó:

___________________________

(1) Dựa theo bài nghiên cứu: Woodford (2003), Interest and prices: Foundations of a

theory of monetary policy;Stability, Claudia Kwapil and Johann Scharler, (2006) Interest Rate Pass-Through, Monetary Policy Rules and MacroeconomicStability

it: Lãi suất danh nghĩa ngắn hạn mục tiêu của Ngân hàng trung ương. πt: tỷ lệ

lạm phát thực tế.

r*t: Lãi suất thực tại điểm cân bằng của thị trường.

πt*: Tỷ lệ lạm phát mục tiêu của Ngân hàng trung ương. yt: logarit của tổng sản

lượng GDP thực tế.

yt*: Logarit của tổng sản lượng GDP tiềm năng.

aπ> 0 và ay> 0, theo Taylor thì aπ = ay = 0.5

Nguyên tắc Taylor hướng dẫn rằng nếu lạm phát tăng 1% thì đòi hỏi Ngân

hàng trung ương phải tăng lãi suất danh nghĩa hơn 1% (cụ thể, bằng 1 +

aπ), aπ> 0 có nghĩa khi lạm phát tăng thì lãi suất thực tăng lên để làm giảm

bớt nền kinh tế đang tăng trưởng nóng có lạm phát cao, để làm được điều này

thì lãi suất phải tăng cao hơn lạm ngược lại đối với trường hợp nền kinh tế

suy thoái, giảm phát.

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

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

trong nhiều năm qua. Việc định nghĩa “quá trình truyền dẫn lãi suất” trong

nền kinh tế, nhìn chung, nhận được sự đồng thuận nhất trí cao của các nhà

nghiên cứu trên thế giới. Trong nghiên cứu này, quá trình truyền dẫn lãi suất

được định nghĩa theo Qayyum và Khawaya (2005) là quá trình mà trong đó

lãi suất bán lẻ (lãi suất cho vay và lãi suất tiền gửi) của các ngân hàng điều

chỉnh trước sự thay đổi của lãi suất chính sách hay lãi suất thị trường tiền tệ,

quá trình này gồm hai yếu tố đặc trưng là mức độ và tốc độ điều chỉnh của lãi

suất bán lẻ.

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

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

(hay giảm đi) bấy nhiêu phần trăm. Tương tự, thuật ngữ “mức truyền dẫn

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

sự thay đổi của lãi suất chính sách.

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

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

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

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

điểm khác nhau về cách thức phân chia các kênh truyền dẫn của chính sách

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

tiền tệ: kênh lãi suất truyền thống, kênh giá tài sản và kênh tín dụng. Tuy

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

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

Trong nghiên cứu này, tác giả tập trung vào kênh truyền dẫn lãi suất. Tuy

nhiên, để có thể hiểu rõ hơn quá trình này, chúng ta cần nắm rõ được sự vận

hành của các kênh tác động cụ thể khi lãi suất chính sách thay đổi.

Kênh lãi suất

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

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

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

học vĩ mô hiện nay. Có thể khái quát kênh truyền dẫn lãi suất theo sơ đồ:

irY

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

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

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

Cụ thể, khi chính sách tiền tệ cần được thắt chặt (hay nới lỏng), ngân hàng

trung ương hay nhà chức trách trong lĩnh vực tiền tệ sẽ tăng (hay giảm) lãi

suất điều hành (lãi suất chính sách) các ngân hàng và các định chế tài chính

khác sẽ tuân theo bằng cách tăng (hay giảm) lãi suất của các khoản tiền gửi

và lãi suất cho vay của họ. Khi đó, để đối mặt với chi phí vốn cao hơn (hay

thấp hơn), người tiêu dùng và các doanh nghiệp sẽ theo đó điều chỉnh mức

tiêu dùng và chi tiêu vốn đầu tư, do đó ảnh hưởng đến sản lượng và mức độ

lạm phát.

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

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

liên ngân hàng sau đó sẽ gây ra những thay đổi của lãi suất cho vay và lãi

suất tiền gửi của các ngân hàng. Những thay đổi này có thể được giải thích

một phần bằng hoạt động quản lý danh mục của các định chế tài chính nhằm

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

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

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

chính sách tiền tệ và qua đó ảnh hưởng đến hệ thống giá cả cũng như sự ổn

định của hệ thống tài chính. Kênh lãi suất được coi là một kênh hết sức quan

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

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

động đến lãi suất thị trường liên ngân hàng hay lãi suất của trái phiếu chính

phủ là chưa đủ mà thay vào đó, cần tác động vào tất cả các loại lãi suất bán lẻ

khác nhau của các ngân hàng vì các loại lãi suất này chính là điều kiện cần

thiết để thay đổi hành vi tiêu dùng và đầu tư của các chủ thể kinh tế.

Như vậy, bằng chính sách tiền tệ, ngân hàng trung ương điều chỉnh lãi suất

ngắn hạn. Qua đó tác động đến lãi suất thị trường theo nguyên lý cấu trúc kỳ

hạn của lãi suất. Nhìn chung, hiệu quả kênh truyền dẫn này phụ thuộc vào

mức độ phát triển của thị trường tài chính.

Kênh tín dụng

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

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

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

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

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

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

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

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

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

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

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

Kênh tỷ giá

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

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

2006). Việc giảm lãi suất chính sách sẽ làm các loại lãi suất nói chung giảm

xuống. Lợi tức thu được từ các khoản đầu tư trong nước giảm tương đối so

với các khoản đầu tư ở nước ngoài, dẫn đến dòng vốn chảy ra nước ngoài.

Do vậy, đồng nội tệ sẽ mất giá so với đồng ngoại tệ làm cho xuất khẩu tăng

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

trưởng kinh tế cao hơn.

Kênh tài sản

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

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

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

giá của loại tài sản này.

Kênh kỳ vọng

Kỳ vọng đóng vai trò quan trọng trong cơ chế truyền dẫn của chính sách tiền

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

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

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

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

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

của doanh nghiệp và hộ gia đình (Kazaziovas, 2010).

1.2. Tổng quan về lãi suất cơ bản

Các ngân hàng thương mại (NHTM) ấn định lãi suất kinh doanh (huy động

và cho vay vốn) dựa trên cơ sở cơ chế điều hành lãi suất của ngân hàng nhà

nước (NHNN), xu hướng cung - cầu vốn thị trường, lạm phát, mức độ rủi ro

và lãi suất thị trường tiền tệ quốc tế. Trong những năm gần đây, thị trường tài

chính - tiền tệ thế giới có sự phát triển vượt bậc về quy mô và chiều sâu, cơ

chế điều hành lãi suất của Ngân hàng trung ương (NHTW) các nước thay đổi

theo hướng tự do hoá. Tuy nhiên, ở mỗi nước, NHTW căn cứ vào luật định,

địa vị pháp lý của NHTW, điều kiện bối cảnh phát triển kinh tế - xã hội, thị

trường tài chính - tiền tệ và mục tiêu của chính sách tiền tệ (lạm phát hoặc đa

mục tiêu) để áp dụng cơ chế điều hành lãi suất phù hợp trong từng thời kỳ

nhằm giúp thị trường tiền tệ ổn định và phát triển, tạo điều kiện thuận lợi cho

hoạt động ngân hàng và sự phân bổ có hiệu quả các nguồn vốn đến với các

chủ thể trong nền kinh tế.

1.2.1. Lãi suất cơ bản ở Việt Nam

Khái niệm lãi suất cơ bản của Việt Nam được định nghĩa theo Khoản 12

Điều 9 Luật NHNN (1997) như sau: “Lãi suất cơ bản là lãi suất do NHNN

công bố làm cơ sở cho các tổ chức tín dụng ấn định lãi suất kinh doanh”.

Luật NHNH (2010) không đưa ra khái niệm cụ thể về lãi suất cơ bản.

Như vậy lãi suất cơ bản là một công cụ để thực hiện chính sách tiền tệ của

Ngân hàng Nhà nước Việt Nam. Lãi suất cơ bản chỉ áp dụng cho Đồng Việt

Nam, do Ngân hàng Nhà nước công bố, làm cơ sở cho các tổ chức tín dụng

ấn định lãi suất kinh doanh. Lãi suất cơ bản được xác định dựa trên cơ sở lãi

suất thị trường liên ngân hàng, lãi suất nghiệp vụ thị trường mở của Ngân

hàng Nhà nước, lãi suất huy động đầu vào của tổ chức tín dụng và xu hướng

biến động cung - cầu vốn trên thị trường.

1.2.2. Lãi suất cơ bản đối với một số quốc gia trên thế giới

- Tại Mỹ: Hiện nay, Cục dự trữ liên bang Mỹ (FED) đang điều hành lãi suất

thông qua hai công cụ quan trọng là lãi suất chiết khấu và lãi suất quỹ dự trữ

liên bang Mỹ (FFR), cụ thể như sau:

 Lãi suất chiết khấu: Lãi suất FED cho các trung gian tài chính vay để đáp

ứng các nhu cầu đảm bảo thanh khoản và an toàn thanh toán chi trả của

mình. Lãi suất tái cấp vốn của Việt Nam hiện nay có tính chất giống với

lãi suất chiết khấu của Mỹ.

 Lãi suất quỹ dự trữ liên bang: Là lãi suất FED cho các trung gian tài

chính vay qua đêm để đảm bảo đủ dự trữ bắt buộc theo quy định. Nguồn

tiền để cho vay lấy từ quỹ dự trữ liên bang, nguồn tiền này được hình

thành bởi số tiền dự trữ bắt buộc của tất cả các trung gian tài chính có

nhận tiền gửi. Lãi suất tái chiết khấu của Việt Nam hiện nay có tính chất

giống với lãi suất quỹ dự trữ liên bang của Mỹ.

Lãi suất quỹ dự trữ liên bang là lãi suất thấp nhất mà các trung gian tài chính

nhận tiền gửi có thể vay được từ FED, vì vậy lãi suất này đôi khi được gọi là

lãi suất cơ bản hay lãi suất chuẩn. Về nguyên tắc, lãi suất liên ngân hàng

thông thường sẽ thấp hơn lãi suất chiết khấu vì nếu không, các trung gian tài

chính sẽ không vay liên ngân hàng mà sẽ vay từ FED để hưởng lãi suất chiết

khấu thấp hơn. Lãi suất chiết khấu thường cao hơn lãi suất quỹ dự trữ liên

bang. FED giữ lãi suất chiết khấu đã ấn định thông qua việc cho vay chiết

khấu và giữ lãi suất quỹ dự trữ liên bang thông qua nghiệp vụ thị trường mở.

Cách điều hành này của FED sẽ khiến cho lãi suất liên ngân hàng luôn có xu

hướng biến động giữa lãi suất quỹ dự trữ liên bang (có vai trò như lãi suất

sàn) và lãi suất chiết khấu (có vai trò như lãi suất trần) mà không phải đặt ra

các giới hạn về lãi suất bằng các biện pháp hành chính.

Căn cứ vào hai loại lãi suất do FED công bố như trên, các NHTM sẽ xác

định lãi suất cho vay của mình đối với khách hàng trên cơ sở tính toán các

chi phí quản lý và mức chấp nhận rủi ro. Mức lãi suất cho vay tối thiểu để có

thể bù đắp các chi phí về vốn và quản lý của các NHTM lớn tại Mỹ gọi là lãi

suất chủ chốt (prime rate). Trên thị trường liên ngân hàng Mỹ có niêm yết lãi

suất cho vay bình quân của hơn 30 ngân hàng lớn nhất của Mỹ áp dụng cho

các khách hàng là công ty. Lãi suất chủ chốt có tính cả chi phí và rủi ro nên

có sự chênh lệch so với lãi suất chiết khấu và lãi suất quỹ dự trữ liên bang,

mức chênh lệch này dao động trong khoảng từ 2% - 3%.

- Tại Anh: Hiện nay Ngân hàng Trung ương Anh (BOE) công bố lãi suất chính

thức, đây là lãi suất mà BOE trả cho khoản tiền dự trữ của các ngân hàng

thương mại gửi tại BOE. Mức dự trữ là tự nguyện và các thành viên xác định

mức cân bằng theo mục tiêu riêng của mình nhưng không thấp hơn mức

trung bình trong kỳ bắt buộc phải duy trì. Các NHTM được phép vay có bảo

đảm hoặc gửi tiền tại BOE với lãi suất nằm trong biên độ +/-1% so với lãi

suất chính thức do BOE công bố. BOE sử dụng nghiệp vụ thị trường mở để

tác động nhằm duy trì lãi suất qua đêm, lãi suất các kỳ hạn khác dưới ba

tháng luôn nằm trong biên độ so với lãi suất chính thức. Lãi suất của các

khoản vay có kỳ hạn từ 3-12 tháng được xác định bởi các thành viên và

không phụ thuộc vào biên độ so với lãi suất chính thức. Lãi suất chính thức

mà BOE công bố ở đây là lãi suất mang tính mục tiêu chứ không mang tính

ấn định cụ thể và BOE sẽ giữ lãi suất đã công bố bằng nghiệp vụ thị trường

mở.

- Tại các quốc gia sử dụng đồng EURO: Ngân hàng Trung ương Châu Âu

(ECB) ấn định 3 mức lãi suất chủ chốt của khu vực đồng tiền Euro gồm:

 Lãi suất cho hoạt động tái cấp vốn: Đây là mức lãi suất áp dụng cho các

khoản vay nhằm đảm bảo thanh khoản cho hệ thống ngân hàng.

 Lãi suất cho các phương tiện tiền gửi thường xuyên: Được áp dụng cho

các khoản tiền gửi qua đêm của các ngân hàng với Cơ quan quan lý ngoại

tệ khu vực đồng Euro.

 Lãi suất cho các phương tiện vay giới hạn: Được áp dụng cho các khoản

vay qua đêm từ Cơ quan quan lý ngoại tệ khu vực đồng Euro.

ECB giữ lãi suất cho hoạt động tái cấp vốn bằng nghiệp vụ thị trường mở

thông qua phương thức đấu thầu khối lượng hoặc đấu thầu lãi suất. Cùng với

đó, NHTW của các quốc gia thành viên ECB có trách nhiệm giữ hai lãi suất

chủ chốt còn lại thông qua hoạt động cho vay và nhận tiền gửi để lãi suất cho

các phương tiện tiền gửi thường xuyên đóng vai trò lãi suất sàn, còn lãi suất

cho các phương tiện vay giới hạn đóng vai trò lãi suất trần, lãi suất cho vay

qua đêm sẽ dao động trong biên độ này. Như vậy, các lãi suất chủ chốt của

ECB công bố đều mang tính chất mục tiêu, ECB sẽ bảo vệ lãi suất mục tiêu

thông qua các công cụ chính sách tiền tệ của mình để hướng về lãi suất mục

tiêu.

- Tại Nhật: Ngân hàng Trung Ương Nhật Bản (BOJ) đặt ra lãi suất định hướng

cho hoạt động thị trường tiền tệ. Hiện tại, BOJ lấy lãi suất cho vay qua đêm

đối với những khoản vay không thế chấp làm lãi suất định hướng.

Để điều hành lãi suất định hướng này, BOJ sử dụng các công cụ chính sách

của mình để tác động vào các yếu tố hình thành nên lãi suất, chủ yếu là

những yếu tố tác động đến cung và cầu về nguồn vốn trên thị trường tiền tệ.

Các hoạt động trên được thực hiện qua thị trường mở. Thông qua thị trường

mở BOJ tác động đến lãi suất thị trường tiền tệ, qua đó tác động đến các mức

lãi suất trên thị trường tài chính khác và lãi suất mà các ngân hàng áp dụng

đối với các khoản vay cho các cá nhân và công ty.

1.3. Cơ chế truyền dẫn lãi suất cơ bản tại Việt Nam

Lãi suất cơ bản của ngân hàng nhà nước là một công cụ quan trọng của chính

sách tiền tệ quốc gia, nhắm đến những mục tiêu kinh tế vĩ mô như thúc đẩy

tăng trưởng kinh tế, kiềm chế lạm phát, ổn định giá cả, hướng đến nền kinh

tế cân bằng toàn dụng. Ngân nhà nước còn sử dụng công cụ lãi suất để định

hướng hoạt động huy động vốn và cho vay của hệ thống NHTM đối với nền

kinh tế. Việc ấn định lãi suất cơ bản của ngân hàng nhà nước về bản chất là

một quyết định tài định, phản ánh nhận định của về tình hình kinh tế vĩ mô

của quốc gia, không phải là một tính toán dựa trên chi phí và lợi nhuận.

Vì là một công cụ tiền tệ vĩ mô, mức lãi suất cơ bản của ngân hàng nhà nước

được các NHTM xem như một tín hiệu rõ ràng nhất của một chính sách tiền

tệ mở rộng (nhằm chống suy thoái, hỗ trợ sản xuất) hay thắt chặt (nhằm kiểm

soát lạm phát).

Trên cơ sở đó, các NHTM sẽ xây dựng cho mình một hệ thống lãi suất riêng,

phù hợp với điều kiện huy động tiền gửi tiết kiệm và cho vay của mỗi ngân

hàng, với những mức lãi suất khác nhau tùy thuộc vào thời hạn, mức độ rủi

ro cao hay thấp của các khoản huy động và cho vay, mức độ tín nhiệm của

mỗi ngân hàng đối với khách hàng của mình. Thị trường huy động tiền gửi

và cho vay của các NHTM là một thị trường có cạnh tranh, nhưng trong

khuôn khổ do ngân hàng nhà nước điều tiết bằng công cụ lãi suất cơ bản,

nhằm đảm bảo rằng sự bình đẳng, cạnh tranh lành mạnh, đảm bảo sự sự an

toàn của hệ thống ngân hàng và đồng tiền tiết kiệm của người dân gửi tiền.

Hiệu ứng truyền dẫn từ lãi suất cơ bản sang lãi suất huy động và lãi suất cho

vay là một vấn đề được đặc biệt quan tâm trong việc hoạch định chính sách

của Ngân hàng nhà nước, bởi đó chính là nhân tố quan trọng trong quá trình

truyền dẫn tiền tệ, và truyền dẫn tiền tệ lại là nền tảng thiết yếu để thực thi

một chính sách tiền tệ hiệu quả. Do vậy, tính hiệu quả của chính sách tiền tệ

phụ thuộc vào tính hiệu quả của kênh truyền dẫn về cả mức độ và tốc độ

truyền dẫn từ lãi suất chính sách sang lãi suất huy động và lãi suất cho vay.

1.4. Mối quan hệ truyền dẫn giữa lãi suất cơ bản và lãi suất tiền gửi, lãi suất

cho vay.

Dựa theo bài nghiên cứa của Ming-Hua Liu và các cộng sự, mối quan hệ dài

hạn giữa lãi suất huy động, lãi suất cho vay và lãi suất cơ bản có thể được

diễn đạt bằng phương trình sau:

Yt = α0 + αtXt + εt (1)

Trong đó:

: Lãi suất huy động hoặc lãi suất cho vay

- Yt

: Lãi suất cơ bản

- Xt

: Sai số thống kê

- εt

: Trung độ gốc

- α0

:Hệ số truyền dẫn trong dài hạn

- αt

Dựa theo bài nghiên cứa của Ming-Hua Liu và các cộng sự, mối quan hệ

ngắn hạn giữa lãi suất huy động, lãi suất cho vay và lãi suất cơ bản theo mô

hình ECM có thể được diễn đạt bằng phương trình sau:

Trong đó:

- yt

: Sai phân bậc 1 của biến phụ thuộc là các loại lãi suất huy động và

lãi suất cho vay.

- yt-i

: Sai phân bậc 1 của lãi suất huy động và lãi suất cho vay lấy độ trễ i

- xt

: Sai phân bậc 1 của biến độc lập là lãi suất cơ bản hoặc lãi suất tái

chiết khấu.

- xt-i

: Sai phân bậc 1 của lãi suất cơ bản hoặc lãi suất tái chiết khấu lấy độ

trễ i

: Đo lường độ lớn của sự mất cân bằng tại thời

điểm (t – 1) và nó là phần dư dài hạn trong phương trình

: Sai số thống kê

: Đo lường mức độ tác động của sự truyền dẫn lãi suất trong ngắn hạn

& : Hệ số điều chỉnh biến động.

- 

: Độ điều chỉnh sai số khi lãi suất lệch so với lãi suất cân bằng (

thường mang giá trị âm vì lãi suất có xu hướng trở lại lãi suất cân bằng).

Tuy nhiên, trong thực tế tùy vào điều kiện hoạt động kinh doanh của từng

ngân hàng mà các NHTM không chỉ huy động vốn từ nguồn tiền gửi của

người dân mà còn có thể vay từ ngân hàng nhà nước dưới hình thức tái

chiết khấu, tái cấp vốn hoặc vay mượn lẫn nhau trên thị trường tiền tệ liên

ngân hàng, thường là với một thời hạn ngắn (có khi chỉ qua đêm) theo một

mức lãi suất liên ngân hàng (interbank rate) thay đổi liên tục mỗi ngày tùy

thuộc vào nguồn cung cầu vốn ngắn hạn trên thị trường. Ngân hàng nhà

nước thường xuyên can thiệp trên thị trường tiền tệ liên ngân hàng nhằm

hỗ trợ thanh khoản cho hệ thống ngân hàng đồng thời duy trì một mức lãi

suất liên ngân hàng phù hợp với mục tiêu của chính sách tiền tệ. Từ các

nguồn vốn huy động đầu vào này mà các NHTM tính toán, cân đối để

công bố lãi suất cho vay đầu ra đối với từng đối tượng khách hàng nhằm

đạt được mức lợi nhuận theo kế hoạch của mỗi ngân hàng.

1.5. Nghiên cứu thực nghiệm về cơ chế truyền dẫn lãi suất.

1.5.1. Các nghiên cứu trong nƣớc

Trần Hưng Thịnh và Nguyễn Công Tuấn (2012) nghiên cứu về sự truyền dẫn

không hoàn toàn đối với lãi suất bán lẻ trong dài hạn sẽ ảnh hưởng như thế

nào đến tính cân bằng xác định và ổn định trong nền kinh tế vĩ mô: quan sát

thực nghiệm ở Mỹ và khu vực EURO, từ đó vận dụng vào phân tích thực

nghiệm mức độ truyền dẫn lãi suất tại Việt Nam giai đoạn 2000-2012. Tác

giả sử dụng mô hình ADL, ECM cùng với kiểm định nghiệm đơn vị các

chuỗi thời gian và đồng liên kết. Kết quả thực nghiệm cho thấy: Truyền dẫn

từ lãi suất chính sách đến lãi suất trái phiếu chính phủ kỳ hạn 1 năm thì cao

trong ngắn hạn; tuy nhiên trong dài hạn, sự truyền dẫn ở mức thấp hơn.

Truyền dẫn từ lãi suất chính sách đến lãi suất liên ngân hàng: Trong ngắn

hạn, sự truyền dẫn trực tiếp ở mức khá thấp và không đồng nhất. Ngược lại,

trong dài hạn, sự truyền dẫn ở mức cao hơn nhưng vẫn chưa hoàn toàn.

Truyền dẫn từ lãi suất trái phiếu và lãi suất liên ngân hàng đến lãi suất bán lẻ:

Nhìn chung, sự truyền dẫn ngắn hạn thì khá thấp nhưng sự truyền dẫn dài

hạn lại khá cao, gần như hoàn toàn.

Nghiên cứu về cơ chế truyền dẫn tiền tệ dưới góc độ phân tích định lượng,

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

truyền dẫn chính sách tiền tệ. Kết quả cho thấy: Thứ nhất, kinh tế tăng

trưởng tốt hơn khi có sự tác động từ cung tiền M2. Tuy nhiên, mức độ tác

động của cung tiền M2 tới khu vực sản xuất công nghiệp còn chưa lớn mặc

dù cung tiền M2 và tín dụng đã tăng trong một thời gian từ sau khủng hoảng

tài chính năm 1997, điều này có thể do một phần tín dụng ngân hàng đã

không được một số tổ chức kinh tế và dân cư sử dụng đúng mục đích sản

xuất kinh doanh mà thay vào đó là đầu tư vào các lĩnh vực có mức độ rủi ro

cao như chứng khoán hay bất động sản...; thứ hai, sự biến động của tỷ giá

phụ thuộc rất lớn vào công tác điều hành chính sách tiền tệ thông qua các

công cụ lãi suất và lượng tiền cung ứng ra lưu thông, các nhân tố bên ngoài

nền kinh tế cũng tác động tới sự biến động của tỷ giá nhưng không quá lớn;

thứ ba, khu vực tiền tệ - ngân hàng trong nước tương đối nhạy cảm và chịu

tác động rất lớn bởi các cú sốc bên ngoài nền kinh tế, 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.

Bùi Tá Anh Hoài (2012) nghiên cứu thực nghiệm truyền dẫn lãi suất nhằm

xác định mức độ và tốc độ truyền dẫn trong ngắn hạn và dài hạn giai đoạn từ

tháng 01/2000 đến 06/2012 tại Việt Nam. Tác giả tiến hành kiểm định

nghiệm đơn vị các chuỗi dữ liệu thời gian, kiểm định tính đồng liên kết của

các cặp lãi suất từ đó đưa ra phương pháp phù hợp để xác định hệ số truyền

dẫn. Cụ thể, tác giả sử dụng mô hình OLS để đo lường hiệu ứng truyền dẫn

trong dài hạn và mô hình hiệu chỉnh sai số ECM để ước lượng hệ số truyền

dẫn trong ngắn hạn với tất cả các cặp lãi suất. Tuy nhiên, đối với cặp lãi suất

tái cấp vốn và lãi suất liên ngân hàng, tác giả sử dụng mô hình ADL. Kết quả

cho thấy hiệu ứng truyền dẫn từ lãi suất chính sách đến lãi suất thị trường

tiền tệ thì không hoàn toàn, hệ số truyền dẫn trong ngắn hạn lớn hơn trong

dài hạn, riêng chỉ có hệ số truyền dẫn từ lãi suất tái chiết khấu đến lãi suất thị

trường liên ngân hàng có hệ số truyền dẫn trong dài hạn lớn hơn trong ngắn

hạn. Hiệu ứng truyền dẫn từ lãi suất thị trường đến lãi suất bán lẻ thì hoàn

toàn trong dài hạn, tuy nhiên ở mức thấp trong ngắn hạn.

Đinh Thị Thu Hồng và Phan Đình Mạnh (2013) nghiên cứu cơ chế truyền

dẫn lãi suất từ lãi suất chính sách qua lãi suất thị trường đến lãi suất bán lẻ ở

Việt Nam và một số nền kinh tế mới nổi khác ở Châu Á. Tác giả sử dụng mô

hình ECM để kiểm tra tính đối xứng và tính bất đối xứng trong truyền dẫn lãi

suất và mô hình ECM-EGARCH-M để kiểm tra tác động của độ bất ổn lãi

suất, tính cứng nhắc trong quá trình điều chỉnh và hiệu ứng đòn bẩy lên

truyền dẫn. Các kết quả nghiên cứu cho thấy mức độ truyền dẫn từ lãi suất

thị trường đến lãi suất bán lẻ là không hoàn toàn, với cơ chế truyền dẫn đối

xứng hoặc bất đối xứng. Trong một số trường hợp, độ biến động của lãi suất

làm tăng biên độ truyền dẫn, nhưng trong một số trường hợp khác cho thấy

kết quả ngược lại.

1.5.2. Các nghiên cứu trên thế giới

Bộ ba tác giả Ming-Hua Liu, Dimitri Margaritis và Alireza Tourani-Rad

dựa trên mô hình mối quan hệ dài hạn giữa lãi suất chính sách và lãi suất

bán lẻ (lãi suất huy động và lãi suất cho vay của các ngân hàng thương

mại) tiến hành nghiên cứu thực nghiệm mức độ truyền dẫn và tốc độ điều

chỉnh lãi suất bán lẻ khi lãi suất chính sách (lãi suất cơ bản) thay đổi trong

giai đoạn 1994-2004 tại New Zealand. Các tác giả chọn New Zealand để

thực hiện nghiên cứa là do là New Zealand là quốc gia đầu tiên của Tổ

chức Hợp tác Kinh tế châu Âu (OECD) áp dụng chính sách lạm phát mục

tiêu với cơ chế minh bạch và trách nhiệm giải trình cao. Sự minh bạch về

chính sách được nâng lên bởi trong năm 1999 New Zealand đã chuyển

dịch từ phương thức điều hành định lượng sang vận hành trên cơ sở lãi

suất bằng việc đưa vào áp dụng lãi suất tiền gửi qua đêm (overnight cash

interest rate – OCR).

Hệ thống OCR đơn giản và dể hiểu, nó vận hành như sau: Khi OCR được

công bố, Ngân hàng Trung Ương New Zealand (RB) sẵn sàng trả cho các

định chế tài chính một mức lãi suất dưới mức OCR 0,25% điểm cho các

khoản tiền gửi của họ tại RB và sẵn sàng cho vay qua đêm đối với các

ngân hàng dựa vào tài sản bảo đảm tại mức lãi suất cao hơn OCR 25 điểm

cơ bản. Quan trọng hơn, không có giới hạn về lượng tiền mặt sẵn sàng đưa

vào hay lấy ra tại mức 25 điểm trên hoặc dưới lãi suất OCR. Ngân hàng

trung ương giữ vai trò như một nhà tạo lập thị trường trong thị trường tiền

tệ ngắn hạn mà không có bất kỳ một hạn chế nào áp đặt lên khối lượng

giao dịch, không một NHTM có mức lãi suất cho vay ngắn hạn cao hơn

đáng kể so với OCR. Vì trong một thị trường tài chính cạnh tranh, các

ngân hàng khác sẽ hạ mức lãi suất bởi vì họ vay mượn từ RB. Tương tự,

một định chế tài chính cũng không thể vay ngắn hạn tại mức lãi suất thấp

hơn OCR vì nó có thể vay RB tại mức OCR, mà không có bất kỳ một rủi

ro tín dụng nào.

Bằng cách cho các ngân hàng thương mại vay mượn tiền qua đêm với

khối lượng không giới hạn, RB có thể duy trì một mức lãi suất ngắn hạn

liên ngân hàng mục tiêu tại mức lãi suất tiền mặt qua đêm ORC. Thông

qua việc ấn định lãi suất OCR, thì RB có thể tác động một cách đáng kể

lên các dạng lãi suất ngắn hạn khác. Ví dụ: Hối phiếu 90 ngày, các khoản

vay thả nổi… RB còn có thể tác động đến các loại lãi suất bán lẻ khác của

các NHTM và các định chế tài chính trên thị trường. Kết quả là, thay đổi

OCR sẽ ảnh hưởng đến các hoạt động của kinh tế và chỉ số lạm phát của

một quốc gia.

Ming-Hua Liu và các cộng sự đã sử dụng mô hình Phillips Loretan và mô

hình hiệu chỉnh sai số ECM để đo lường mức độ truyền dẫn của lãi suất

chính sách sang lãi suất huy động và lãi suất cho vay của hệ thống ngân

hàng thương mại New Zealand. Kết quả bài nghiên cứu cho thấy rằng hiệu

ứng truyền dẫn dài hạn là hoàn toàn đối với môt số loại lãi suất huy động

và cho vay. Mức độ truyền dẫn trong dài hạn của lãi suất thị trường đến

những lãi suất bán lẻ khác nhau tùy theo các sản phẩm tài chính khác

nhau. Một số lãi suất thì có độ truyền dẫn hoàn toàn, một số thì không.

Hiệu ứng truyền dẫn ngắn hạn và tốc độ điều chỉnh cũng khác nhau cho

từng loại sản phẩm.

Việc ngân hàng trung ương New Zealand đưa vào áp dụng lãi suất tiền gửi

qua đêm (OCR) làm tăng hiệu ứng truyền dẫn dài hạn của lãi suất tiền gửi

cố định và lãi suất tiền gửi thả nổi nhưng không ảnh hưởng đến các lãi

suất khác. Ngoài ra, tác giả đưa còn đưa vào hô mình biến giả D để xem

xét sự thay đổi của tốc độ truyền dẫn so với khi chưa thay đổi chính sách

OCR. Kết quả nghiên cứu cũng chỉ ra rằng việc công bố OCR làm tăng

hiệu ứng truyền dẫn đến lãi suất tiền gửi nhưng lãi suất cho vay thế chấp

cố định thì không có tác động đáng kể. Kết quả nghiên cứu của nhóm tác

giả xác nhận rằng lãi suất cơ bản của chính sách tiền tệ có nhiều ảnh

hưởng đối với lãi suất bán lẻ ngắn hạn và khi tính minh bạch ngày càng

gia tăng đã góp phần làm giảm tính dễ biến động của các công cụ điều

hành và làm tăng hiệu quả của chính sách lãi suất.

De Bondt, G., 2005 “Retail bank interest rate pass-through: New evidence

at the euro erea level”. Bài nghiên cứu trình bày mô hình hồ qui hiệu

chỉnh sai số (ECM-erro correction model) của quá trình truyền dẫn lãi suất

thị trường đến lãi suất bán lẻ. Dựa trên cơ chế định giá chi phí biên, bao

gồm chi phí chuyển tiếp thông tin và chi phí cho sự bất cân xứng thông

tin, qua đó trình bày kết quả ước lượng với khu vực đồng Euro. Bài

nghiên cứu cho thấy mức độ truyền dẫn từ lãi suất thị trường sang lãi suất

tiền gửi và lãi suất cho vay ngắn hạn (1 tháng) ở mức 50%, mức độ truyền

dẫn lãi suất trong dài hạn thì cao hơn đặc biệt là ở lãi suất cho vay dài hạn

mức truyền dẫn gần như hoàn toàn (100%).

Theo Kleimeier và Sander (2006) kiểm tra sự dẫn truyền trong thị trường

bán lẻ của ngân hàng đối với khu vực đồng Euro và thấy rằng lãi suất cho

vay phản ánh nhanh hơn đối với sự thay đổi trong chính sách tiền tệ dự

đoán. Bài này cũng đã rút ra được một số kết luận như sau: Lãi suất ngân

hàng có “tính cứng” và có sự khác nhau cần xem xét trong sự dẫn truyền

giữa lãi suất cho vay và lãi suất tiền gởi ở các ngân hàng khác nhau, cụ thể

là lãi suất cho vay sẽ dẫn truyền nhanh hơn. Dẫn truyền là hoàn chỉnh nhất

trong cho vay ngắn hạn doanh nghiệp và có sự khác nhau trong cơ chế dẫn

truyền của các nước trong khu vực đồng tiền chung châu Âu.

Chong và các cộng sự (2005) kiểm tra lãi suất huy động ở các kỳ hạn

khác nhau và lãi suất cho vay ở cả NHTM và công ty tài chính ở

Singapore và thấy rằng định chế tài chính điều chỉnh lãi suất của họ tăng

lên chậm hơn so với điều chỉnh giảm. Họ cũng thấy rằng tốc độ điều chỉnh

khác nhau qua các sản phẩm tài chính và khác nhau giữa các ngân hàng và

công ty tài chính. Họ không tìm thấy sự dẫn truyền hoàn toàn của lãi suất.

Theo Sarno L., Thornton,. D.L, (2003) cho thấy có sự ổn định đáng kể

trong mối quan hệ giữa lãi suất quỹ liên bang (lãi suất chính sách) và lãi

suất tín phiếu kho bạc (lãi suất thị trường) trong suốt giai đoạn nghiên cứu

mặc dù trải qua các thay đổi trong quy trình hoạt động chính sách tiền tệ.

Các tác giả cũng lý luận sự hợp lý trong mô hình hiệu chỉnh sai số VECM

phi tuyến tính và bất cân xứng. Các tác giả sử dụng mô hình này để định

lượng cho mối quan hệ dài hạn ổn định giữa lãi suất quỹ liên bang và lãi

suất tín phiếu kho bạc 3 tháng, đồng thời đo lường tốc độ điều chỉnh về

trạng thái cân bẳng của lãi suất quỹ liên bang. Kết quả bài nghiên cứu cho

thấy sự điều chỉnh về mức cân bằng đối với lãi suất ở dưới mức cân bằng

thì nhanh hơn so với lãi suất ở trên mức cân bằng.

Tóm tắt chƣơng 1

Chương này trình bày nền tảng lý thuyết về truyền dẫn lãi suất dựa trên

lập luận của Taylor về lãi suất danh nghĩa, các khái niệm về truyền dẫn lãi

suất và cơ chế truyền dẫn lãi suất. Tiếp đến là trình bảy các kênh truyền

dẫn của chính sách tiền tệ như kênh lãi suất, kênh tín dụng, kênh tỷ giá,

kênh tài sản, kênh kỳ vọng. Kế đến là trình bày về lãi suất cơ bản tại một

số quốc gia trên thế giới và tại Việt Nam.

Phần tiếp theo là trình bày cơ chế truyền dẫn lãi suất cơ bản tại Việt Nam

cũng như mối quan hệ giữa truyền dẫn lãi suất cơ bản và lãi suất tiền gửi,

lãi suất cho vay.

Phần cuối cùng là trình bày các nghiên cứu thực nghiệm về truyền dẫn lãi

suất tại Việt Nam, và trình bày kết quả nghiên cứu của Ming-Hua Liu

cùng các công sự (2005) về tính minh bạch trong chính sách tiền tệ và

mức độ truyền dẫn của lãi suất chính sách đến lãi suất bán lẻ cũng như kết

quả nghiên cứu của một số tác giả khác trên thế giới về cơ chế và mức độ

truyền dẫn của lãi suất chính sách.

CHƢƠNG 2: THỰC TRẠNG DIỄN BIẾN VÀ MỖI TƢƠNG

QUAN GIỮA LÃI SUẤT CƠ BẢN CỦA NGÂN HÀNG NHÀ

NƢỚC VÀ LÃI SUẤT TIỀN GỬI, LÃI SUẤT CHO VAY TẠI

NGÂN HÀNG TMCP NGOẠI THƢƠNG VIỆT NAM

Giới thiệu Ngân hàng TMCP Ngoại Thƣơng Việt Nam (Vietcombank)

Ngân hàng TMCP Ngoại thương Việt Nam (Vietcombank), được thành

lập và chính thức đi vào hoạt động ngày 01/4/1963, với tổ chức tiền thân

là Cục Ngoại hối (trực thuộc Ngân hàng Nhà nước Việt Nam). Là ngân

hàng thương mại nhà nước đầu tiên được Chính phủ lựa chọn thực hiện thí

điểm cổ phần hoá, Vietcombank chính thức hoạt động với tư cách là một

ngân hàng TMCP vào ngày 02/6/2008 sau khi thực hiện thành công kế

hoạch cổ phần hóa thông qua việc phát hành cổ phiếu lần đầu ra công

chúng. Ngày 30/6/2009, cổ phiếu Vietcombank (mã chứng khoán VCB)

chính thức được niêm yết tại Sở Giao dịch Chứng khoán TPHCM.

Trải qua hơn 50 năm xây dựng và phát triển, Vietcombank đã có những

đóng góp quan trọng cho sự ổn định và phát triển của kinh tế đất nước,

phát huy tốt vai trò của một ngân hàng đối ngoại chủ lực, phục vụ hiệu

quả cho phát triển kinh tế trong nước, đồng thời tạo những ảnh hưởng

quan trọng đối với cộng đồng tài chính khu vực và toàn cầu.

Từ một ngân hàng chuyên doanh phục vụ kinh tế đối ngoại, Vietcombank

ngày nay đã trở thành một ngân hàng đa năng, hoạt động đa lĩnh vực, cung

cấp cho khách hàng đầy đủ các dịch vụ tài chính hàng đầu trong lĩnh vực

thương mại quốc tế; trong các hoạt động truyền thống như kinh doanh

vốn, huy động vốn, tín dụng, tài trợ dự án…cũng như mảng dịch vụ ngân

hàng hiện đại: kinh doanh ngoại tệ và các công vụ phái sinh, dịch vụ thẻ,

ngân hàng điện tử…

Sở hữu hạ tầng kỹ thuật ngân hàng hiện đại, Vietcombank có nhiều lợi thế

trong việc ứng dụng công nghệ tiên tiến vào xử lý tự động các dịch vụ

ngân hàng, phát triển các sản phẩm, dịch vụ ngân hàng điện tử dựa trên

nền tảng công nghệ cao. Các dịch vụ: VCB Internet Banking, VCB

Money, SMS Banking, Phone Banking,…đã, đang và sẽ tiếp tục thu hút

đông đảo khách hàng bằng sự tiện lợi, nhanh chóng, an toàn, hiệu quả, tạo

thói quen thanh toán không dùng tiền mặt cho đông đảo khách hàng.

Sau hơn nửa thế kỷ hoạt động trên thị trường, Vietcombank hiện có gần

14.000 cán bộ nhân viên, với hơn 400 Chi nhánh/Phòng Giao dịch/Văn

phòng đại diện/Đơn vị thành viên trong và ngoài nước, gồm 1 Hội sở

chính tại Hà Nội, 1 Sở Giao dịch, 1 Trung tâm Đào tạo, 90 chi nhánh và

hơn 350 phòng giao dịch trên toàn quốc, 2 công ty con tại Việt Nam, 2

công ty con và 1 văn phòng đại diện tại nước ngoài, 6 công ty liên doanh,

liên kết. Bên cạnh đó, Vietcombank còn phát triển một hệ thống Autobank

với hơn 2.100 máy ATM và trên 49.500 điểm chấp nhận thanh toán thẻ

(POS) trên toàn quốc. Hoạt động ngân hàng còn được hỗ trợ bởi mạng

lưới hơn 1.800 ngân hàng đại lý tại trên 155 quốc gia và vùng lãnh thổ.

Với bề dày hoạt động và đội ngũ cán bộ có năng lực, nhạy bén với môi

trường kinh doanh hiện đại, mang tính hội nhập cao…Vietcombank luôn

là sự lựa chọn hàng đầu của các tập đoàn, các doanh nghiệp lớn và của

đông đảo khách hàng cá nhân.

Trong hơn một thập kỷ trở lại đây, trên nhiều lĩnh vực hoạt động quan

trọng, Vietcombank liên tục được các tổ chức uy tín trên thế giới bình

chọn và đánh giá là “Ngân hàng tốt nhất Việt Nam”.

Tác giả chọn số liệu lãi suất từ Vietcombank để đo lường mức độ truyền

dẫn vì Vietcombank là ngân hàng cổ phần tuy nhiên nhà nước vẫn còn

nắm giữ tỷ sở hữu khá lớn vì vậy Vietcombank là ngân hàng vừa mang

tính cổ phần vừa mang tính nhà nước, ngoài ra Vietcombank là ngân hàng

có qui mô, thị phần lớn trong nền kinh tế Việt Nam.

2.1. Dữ liệu nghiên cứu

Để đo lường mức độ truyền dẫn của chính sách tiền tệ mà cụ thể là lãi suất

cơ bản và lãi suất tái chiết khấu tới lãi suất huy động và lãi suất cho vay,

tác giả sử dụng dữ liệu chuỗi các loại lãi suất hàng tháng từ 03 nguồn:

- Lãi suất cơ bản: Do Ngân hàng nhà nước Việt Nam công bố.

- Lãi suất tái chiết khấu: Do Ngân hàng nhà nước Việt Nam công bố.

- Lãi suất huy động, lãi suất cho vay: Lãi suất huy động tiền gửi và lãi suất cho

vay do Ngân hàng TMCP Ngoại Thương Việt Nam công bố.

Như vậy các biến sẽ sử dụng để đo lường mức độ truyền dẫn trong bài

nghiên cứu sẽ bao gồm 9 biến gồm: LSCB, LSTCK, TG1T, TG6T,

TG12T, TG18T, TG24T, CVNH, CVTDH. Trong đó:

- LSCB

: Lãi suất cơ bản.

- LSTCK

: Lãi suất tái chiết khấu.

- TG1T

: Lãi suất tiền gửi VND kỳ hạn 1 tháng

- TG6T

: Lãi suất tiền gửi VND kỳ hạn 6 tháng

- TG12T

: Lãi suất tiền gửi VND kỳ hạn 12 tháng

- TG18T

: Lãi suất tiền gửi VND kỳ hạn 18 tháng

- TG24T

: Lãi suất tiền gửi VND kỳ hạn 24 tháng

- CVNH

: Lãi suất cho vay ngắn hạn

- CVTDH

: Lãi suất cho vay trung hạn

Thời gian lấy mẫu: Từ tháng 01/2007 đến tháng 12/2013.

Cỡ mẫu

: 84 tháng.

2.2. Diễn biến lãi suất cơ bản của Ngân hàng Nhà nƣớc giai đoạn 2007-2013.

Lãi suất cơ bản lần đầu tiên được NHNN công bố vào ngày 2/8/2000, theo

quyết định số 242/2000/QĐ-NHNN lãi suất cơ bản ở mức 7,2%/năm.

Các tổ chức tín dụng ấn định lãi suất cho vay đối với khách hàng tại thời

điểm ký kết hợp đồng tín dụng theo lãi suất cho vay cố định (fixed) hoặc lãi

suất cho vay có điều chỉnh (floating) nhưng không vượt quá mức lãi suất cơ

bản cộng các biên độ như sau:

- Đối với cho vay ngắn hạn: 0,3%/tháng;

- Đối với cho vay trung hạn và dài hạn: 0,5%/tháng;

Đến cuối tháng 5/2002, NHNN lại thay đổi cơ chế cho vay theo hướng

không áp dụng lãi suất cơ bản cộng biên độ, mà 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 đối với lãi suất thị trường.

Từ tháng 5/2008 đến tháng 2/2011, Ngân hàng Nhà nước Việt Nam (NHNN)

áp dụng cơ chế điều hành lãi suất cơ bản. Danh sách các tổ chức tín dụng

được lựa chọn để cung cấp thông tin cho NHNN lên đến 25 ngân hàng, trong

đó có 20 NHTM cổ phần, 2 ngân hàng liên doanh và 3 ngân hàng 100% vốn

nước ngoài tại Việt Nam, cơ chế điều hành lãi suất cơ bản được thực hiện

như sau:

- Thực hiện cơ chế điều hành lãi suất cơ bản, mà theo đó, các NHTM ấn định

lãi suất cho vay tối đa bằng 150% lãi suất cơ bản do NHNN công bố trong

từng thời kỳ. Đây là công cụ trực tiếp để kiểm soát lãi suất kinh doanh của

NHTM. Lãi suất cơ bản được xác định và công bố trên cơ sở xu hướng biến

động cung - cầu vốn thị trường, mục tiêu của chính sách tiền tệ và các nhân

tố tác động khác của thị trường tiền tệ, ngoại hối ở trong và ngoài nước.

- Thiết lập một hành lang lãi suất thị trường liên ngân hàng với biên độ chênh

lệch khoảng 2% để điều tiết lãi suất thị trường:

 “Trần” là lãi suất tái cấp vốn, “sàn” là lãi suất tái chiết khấu (5% -

7%/năm). Lãi suất cơ bản và lãi suất nghiệp vụ thị trường mở biến động

trong phạm vi hành lang này.

 Lãi suất nghiệp vụ thị trường mở đóng vai trò định hướng và thực hiện

việc “bơm” tiền ra hoặc “hút” tiền về, từ đó tác động đến cung - cầu vốn,

lãi suất thị trường liên ngân hàng và lãi suất huy động, cho vay của

NHTM.

- Từ tháng 5 – 9/2008, NHNN điều hành chính sách tiền tệ “thắt chặt” chống

lạm phát, các mức lãi suất chủ đạo được điều chỉnh tăng, lãi suất cơ bản từ

12%/năm lên 14%/năm, lãi suất tái cấp vốn từ 13%/năm lên 15%/năm, lãi

suất tái chiết khấu từ 11%/năm lên 13%/năm, lãi suất nghiệp vụ thị trường

mở từ 11,7%/năm lên 15%/năm.

- Từ tháng 10/2008 đến tháng 11/2009, NHNN chuyển hướng điều hành chính

sách tiền tệ từ “thắt chặt” để chống lạm phát sang “nới lỏng” nhằm mục tiêu

hàng đầu là ngăn chặn suy giảm kinh tế, điều chỉnh giảm mạnh lãi suất cơ

bản từ 14% - 13% - 11% - 8,5% - 7%/năm, lãi suất tái cấp vốn từ 15% - 13%

- 12% - 9,5% - 8% - 7%/năm, lãi suất tái chiết khấu từ 13% - 11% - 12% -

10% - 7,5% - 6%/năm, lãi suất nghiệp vụ thị trường mở từ 15% - 14,3% -

13,5% - 11% - 9% - 8% - 7,5% - 7%/năm.

- Từ tháng 12/2009 đến tháng 2/2011, do lạm phát có dấu hiệu tăng trở lại nên

lãi suất cơ bản được điều chỉnh tăng dần từ 7% lên đến 9%.

- Từ tháng 3/2011 đến hiện nay lãi suất cơ bản được duy trì ở mức 9%.

Hình 2.1: Biến động lãi suất cơ bản

Nguồn: Tác giả vẽ từ phần mền Eviews 6.0

2.3. Diễn biến lãi suất huy động tiền gửi và lãi suất cho vay của Vietcombank

trong mối tƣơng quan với lãi suất cơ bản.

Hình 2.2: Biến động lãi suất tiền gửi, lãi suất cho vay trong mối tương quan

với lãi suất cơ bản

Nguồn: Tác giả vẽ từ phần mền Eviews 6.0

Trước sự biến động động của lãi suất cơ bản, Vietcombank đã có những

điều chỉnh lãi suất huy động, lãi suất cho vay đảm bảo tuân thủ luật các tổ

chức tín dụng, các qui định của ngân hàng nhà nước Việt Nam, qui định

của Bộ luật dân sự về mức lãi suất cho vay không được vượt quá 150% lãi

suất cơ bản do ngân hàng nhà nước công bố đồng thời đảm bảo quyền lợi

của người gửi tiền và người đi vay, cụ thể:

- Trong giai đoạn năm 2007, lãi suất huy động của Vietcombank biến động

theo quy luật của đường cong lãi suất đó là lãi suất huy động kỳ hạn càng dài

thì càng cao, cụ thể lãi suất huy động kỳ hạn 1 tháng và 6 tháng thấp hơn lãi

suất cơ bản ở mức từ 6%/năm đến 7,56%/năm, riêng lãi suất huy động kỳ

hạn 12 tháng xấp xĩ lãi suất cơ bản ở mức 8,25%/năm, trong khi đó lãi suất

huy động dài hạn trong giai đoạn này cao hơn lãi suất cơ bản ở mức từ

8,4%/năm đến 8,52%/năm. Trong giai đoạn này lãi suất cho vay được

Vietcombank giữ khá ổn định với mức chênh lệch so với lãi suất cơ bản là

khoảng 1,75% đối với cho vay ngắn hạn và 3,75%/năm đối với cho vay trung

dài hạn.

- Khoảng thời gian tháng 7-8/2008 là khoảng thời gian đỉnh điểm chính sách

chống lạm phát của ngân hàng nhà nước, lãi suất cơ bản được nâng lên ở

mức 14%/năm, trong khoảng thời gian này Vietcombank đã có điều chỉnh

chính sách lãi suất thích hợp bằng cách nâng lãi suất huy động lên

17,5%/năm cho tất cả các kỳ hạn (lãi suất huy động đã không biến động theo

qui luật đường cong lãi suất), riêng lãi suất cho vay Vietcombank đã nâng lên

đến mức trần cho phép là 21%/năm đối với cả cho vay ngắn hạn và cho vay

trung dài hạn. Trong giai đoạn này Vietcombank luôn tuân thu qui định của

Ngân hàng nhà nước về mức trần lãi suất cho vay không được vượt quá

150% lãi suất cơ bản do Ngân hàng nhà nước công bố, trong khi đó một số

ngân hàng thương mại cổ phần nhỏ do thiết hụt thanh khoản đã tăng lãi suất

huy động lên đến 20-21%/năm đồng thời lách luật đẩy lãi suất cho vay lên

đến 25-27%/năm bằng hình thức cộng thêm phí các loại phí như: Phí thu xếp

vốn, phí tư vấn tài chính, phí phẩm định…

- Trong giai đoạn năm 2009 khi lãi lạm phát có dấu hiệu giảm, lãi suất cơ bản

được NHNN điều chỉnh giảm xuống còn khoảng 7%/năm, dẫn đến lãi suất

huy động và lãi suất suất cho vay của Vietcombank giảm tương ứng với mức

lãi suất huy động ngắn hạn dao động trong khoảng từ 6,6%/năm đến

7,56%/năm, lãi suất huy động trung dài hạn khoảng 8,04%/năm đến

8,56%/năm, riêng lãi suất cho vay ngắn hạn ở mức 10,44%/năm và lãi suất

cho vay trung dài hạn ở mức 10.5%/năm, chênh lệch khoảng 3%/năm so với

lãi suất cơ bản.

- Trong năm 2010 khi lạm phát có dấu hiệu tăng trở lại do đó NHNN đã tăng

lãi suất cơ bản dần lên 8%/năm và đến cuối năm 2010 là 9%/năm.

Vietcombank đã điều chỉnh lãi suất huy động tăng tương ứng lên khoảng từ

10,49%/năm đến 11%/năm. Nổi bật ở giai đoạn này là lãi suất huy động tất

cả các kỳ hạn của Vietcombank đều cao hơn lãi suất cơ bản kể cả kỳ hạn 1

tháng. Trong khi đó lãi suất cho vay ngắn hạn được Vietcombank nâng lên

mức 13,2%/năm, còn lãi suất cho vay dàn hạn là 14,5%/năm, lãi suất cho vay

trong giai đoạn này chênh lệch khoảng 4,5% trong giai đoạn này.

- Từ tháng 3/2011 cho đến nay lãi suất cơ bản được NHNN giữ cố định ở mức

9%, trong giai đoạn này NHNN chuyển sang điều hành theo cơ chế trần lãi

suất huy động, đặc biệt là vấn đề lạm phát đã được kiềm chế và kiểm soát,

ngân hàng đã từng bước hạ lãi suất nhằm hỗ trợ sản xuất giúp phục hồi tăng

trưởng, trần lãi suất huy động được ngân hàng nhà nước điều chỉnh giảm từ

mức 14%/năm xuống còn 7%/năm. Vietcombank đã chủ động điều chỉnh

giảm dần lãi suất huy động và cho vay tương ứng theo mức giảm của trần lãi

suất huy động.

2.4. Phân tích thống kê mô tả mối quan hệ giữa lãi suất cơ bản, lãi suất huy

động và cho vay.

Bảng 2.1: Kết quả thống kê mô tô lãi suất cơ bản, lãi suất tiền gửi và lãi

suất cho vay.

LSCB TG1T TG6T TG12T TG18T TG24T CVNH CVTDH

Trung bình 8.839286 9.706310 10.27417 10.61774 10.21667 10.20214 13.45702 14.52845

Trung vị 9.000000 9.000000 9.000000 10.49000 10.00000 10.00000 13.00000 14.25000

Tối đa 14.00000 17.50000 17.50000 17.50000 17.50000 17.50000 21.00000 21.00000

Tối thiểu 7.000000 5.000000 6.840000 7.000000 7.440000 7.440000 10.02000 10.50000

1.496302 3.577599 3.075332 2.805384 2.243251 2.233089 3.438919 3.251177 Độ lệch chuẩn

2.142431 0.376093 0.698289 0.679652 0.922609 0.948299 0.688663 0.467642 HS Bất đối xứng (Skewness)

8.221895 1.983287 2.404342 2.658480 4.002952 4.086511 2.101775 1.919341 HS độ nhọn (Kurtosis)

159.6988 5.598219 8.068340 6.875192 15.43759 16.72156 9.463422 7.149025 Thống kê Jarque-Bera

Xác suất 0.000000 0.060864 0.017700 0.032142 0.000444 0.000234 0.008811 0.028029

Nguồn: Tính toán của tác giả

Kết quả từ bảng 2.1 cho thấy:

- Trung bình của biến LSCB là thấp nhất, trung bình của biến TG1T, TG6T và

biến TG12T có sự tăng dần, sau đó giảm dần ở biến TG18T và TG24T.

- Trung bình của các biến lãi suất huy động thì thấp hơn biến cho vay, trung

bình biến cho vay ngắn hạn thì thấp hơn biến cho vay trung dài hạn.

- Hai giá trị thống kê mô tả cần chú ý trong bảng 2.1 là Hệ số bất đối

xứng (Skewness) và Hệ số độ nhọn (Kurtosis). Hai giá trị này giúp hình dung

về hình dáng của phân phối. Skewness là một đại lượng đo lường mức độ

lệch của phân phối, còn gọi là hệ số bất đối xứng, qui tắc nhận xét hệ số

Skewness là:

 Skewness = 0: Phân phối cân xứng

 Skewness > 0: Phân phối lệch phải

 Skewness < 0: Phân phối lệch trái

Kurtosis là một đại lượng đo mức độ tập trung tương đối của các quan sát

quanh trung tâm của nó trong mối quan hệ so sánh với hai đuôi:

 Kurtosis = 3: Phân phối tập trung ở mức độ bình thường

 Kurtosis > 3: Phân phối tập trung hơn mức độ bình thường (hình dáng

của đa giác tần số trông sẽ khá cao và nhọn với 2 đuôi hẹp)

 Kurtosis < 3: Có hình một đa giác tù hơn với hai đuôi dài

Theo đó, lãi suất cơ bản, lãi suất huy động các kỳ hạn và lãi suất cho vay

đều có phân phối lệch phải. Lãi suất cơ bản, lãi suất huy động tiền gửi 18

tháng, 24 tháng có hình dáng đa tần trông khá cao và nhọn với 2 đuôi hẹp,

trong khi đó lãi suất huy động tiền gửi 1 tháng, 6 tháng, 12 tháng, lãi suất

cho vay ngắn hạn, trung dài hạn có dạng đa giác tù hơn với 2 đuôi dài.

Tổng 742.5000 815.3300 863.0300 891.8900 858.2000 856.9800 1130.390 1220.390

Bảng 2.2: Ma trận tương quan giữa lãi suất cơ bản, lãi suất tiền gửi và lãi

suất cho vay.

LSCB TG1T TG6T TG12T TG18T TG24T CVNH CVTDH

LSCB 1

TG1T 0.584510 1

TG6T 0.651737 0.981623 1

TG12T 0.691570 0.970225 0.978196 1

TG18T 0.696653 0.946281 0.944513 0.961584 1

TG24T 0.692626 0.947857 0.943839 0.960706 0.998858 1

CVNH 0.669788 0.925331 0.928620 0.930660 0.879578 0.881206 1

Nguồn: Tính toán của tác giả

Kết quả tương quan trong Bảng 2.2 cho thấy lãi suất huy động các kỳ hạn

và lãi suất cho vay ngắn, trung dài hạn có mối tương quan chặt chẽ với

nhau, đồng thời các loại lãi suất này có mối tương quan tốt với lãi suất cơ

bản. Đây là tiền đề tốt cho việc xây dựng hàm hồi quy tuyến tính giữa các

chuỗi lãi suất huy động, cho vay với lãi suất cơ bản.

Nhận xét: Từ chính sách điều hành lãi suất cơ bản của NHNN qua và diễn

biến thực tế lãi suất thị trường tiền tệ trong những năm qua, có thể rút ra

một số nhận xét sau đây:

- Việc áp dụng kịp thời cơ chế điều hành lãi suất cơ bản đã ngăn chặn được

nguy cơ xáo trộn thị trường tiền tệ và mất khả năng thanh toán của các

NHTM trong những tháng đầu năm 2008, nhất là đối với NHTM cổ phần

quy mô nhỏ chuyển đổi mô hình từ nông thôn lên. An toàn hệ thống ngân

hàng được đảm bảo, củng cố lòng tin của các nhà đầu tư, doanh nghiệp và

người dân đối với hệ thống ngân hàng. Khắc phục được tình trạng cạnh tranh

không lành mạnh trong huy động vốn giữa các NHTM bằng cách đẩy lãi suất

CVTDH 0.680601 0.874325 0.879612 0.894620 0.842249 0.839668 0.976239 1

lên cao. Cùng với diễn biến lạm phát có xu hướng giảm, kinh tế vĩ mô ổn

định và khả năng thanh toán của các NHTM được đảm bảo, làm cho thị

trường tiền tệ và lãi suất trong những tháng đầu năm 2009 tương đối ổn định.

- Cơ chế truyền dẫn của biện pháp điều hành lãi suất cơ bản đã có hiệu lực và

hiệu quả đối với hoạt động kinh doanh của NHTM và lãi suất thị trường, thể

hiện là lãi suất thị trường liên ngân hàng đã biến động xoay quanh các mức

lãi suất chủ đạo của NHNN. Lãi suất huy động và cho vay của các NHTM

biến động theo cung - cầu vốn và tăng, giảm theo sự thay đổi của các mức lãi

suất điều hành của NHNN, đã có tác động làm cho thu hẹp hoặc mở rộng

hoạt động tín dụng theo định hướng của NHNN.

- Việc điều hành linh hoạt lãi suất cơ bản, vừa là công cụ điều tiết thị trường,

vừa là động thái phát tín hiệu về chủ trương của Chính phủ và giải pháp điều

hành chính sách tiền tệ của NHNN là “thắt chặt” hay “nới lỏng” tiền tệ, đã

trở thành một chỉ số kinh tế quan trọng trên thị trường tài chính, tiền tệ, được

các doanh nghiệp, người dân, các nhà đầu tư trong và ngoài nước, các

NHTM quan tâm, theo dõi, dự báo và có phản ứng khá nhanh nhạy, tích cực

về hoạt động đầu tư, tiết kiệm và tiêu dùng. Kết quả này có ý nghĩa rất quan

trọng, thể hiện được vai trò và những tác động tích cực của chính sách tiền tệ

đối với việc kiềm chế lạm phát và điều tiết kinh tế vĩ mô.

- Cơ chế điều hành lãi suất cơ bản phù hợp với quy định của Luật NHNN và

Bộ luật Dân sự, mục tiêu của chính sách tiền tệ là kiểm soát lạm phát, hỗ trợ

tăng trưởng kinh tế ở mức cao và bền vững.

- Tuy nhiên cơ chế điều hành lãi suất cơ bản là công cụ can thiệp trực tiếp đối

với lãi suất kinh doanh của NHTM nên có những hạn chế nhất định, đặt biệt

là qui định lãi suất cho vay không được vượt quá 150% lãi suất cơ bản do

NHNN công bố. Qui định này đã làm méo mó hoạt động cho vay của các

NHTM, các NHTM lách luật bằng cách đặt ra nhiều loại phí đối với các

khoản cho vay như (phí thẩm định, phí quản lý tài sản, phí thu xếp tín

dụng…), hoặc khách hàng phải ký quỹ một phần tiền vay… do đó làm méo

mó lãi suất thị trường. Do đó để xử lý vấn đề này, NHNN đã ban hành cơ chế

lãi suất cho vay thoả thuận đối với các nhu cầu vốn phục vụ đời sống và phát

hành thẻ tín dụng từ tháng 1/2009, đối với cho vay kinh doanh trung dài hạn

từ tháng 2/2010. Và đến đầu tháng 4/2010 lãi suất thỏa thuận được áp dụng

với các khoản cho vay ngắn hạn.

2.5. Diễn biến lãi suất huy động tiền gửi và lãi suất cho vay của Vietcombank

trong mối tƣơng quan với trần lãi suất huy động

Lãi suất cơ bản theo quy định pháp luật hiện hành là lãi suất thực hiện vai trò

định hướng thị trường tiền tệ, nhưng diễn biến thực tế thị trường cho thấy lãi

suất cơ bản chưa trở thành lãi suất cơ sở, chuẩn mực để định hướng cho các

loại lãi suất khác trên thị trường. Bên cạnh đó còn làm tăng rủi ro pháp lý

trong hoạt động kinh doanh tiền tệ tín dụng và các quan hệ dân sự khi có

phát sinh tố tụng. Do Luật dân sự 2005 quy định các TCTD không được

phép huy động và cho vay với lãi suất cao hơn 150% mức lãi suất cơ bản do

NHNN công bố. Còn theo Luật NHNN số 46/2010/QH12 qui định “Ngân

hàng Nhà nước công bố lãi suất tái cấp vốn, lãi suất cơ bản và các loại lãi

suất khác để điều hành chính sách tiền tệ, chống cho vay nặng lãi”.

Diễn biến thực tế thị trường tiền tệ vào cuối năm 2010 cho thấy, do thanh

khoản của các TCTD ở mức thấp, nhiều TCTD phải đua nhau tăng lãi suất

huy động để tranh giành thị phần, hút nguồn tiền nhàn rỗi của cá nhân và các

tổ chức kinh tế, gây xáo trộn thị trường tiền tệ và đẩy mặt bằng lãi suất cho

vay cao. Trong bối cảnh đó, để ổn định thị trường tiền tệ và điều tiết hoạt

động huy động vốn của các NHTM từ đó định hướng lãi suất cho vay của các

NHTM, NHNN đã áp dụng trần lãi suất huy động, trần lãi suất cho vay ngắn

hạn bằng Việt nam đồng đối với 5 lĩnh vực ưu tiên (nông nghiệp, nông thôn;

xuất khẩu; công nghiệp hỗ trợ; doanh nghiệp nhỏ và vừa; doanh nghiệp ứng

dụng công nghệ cao) nhằm hỗ trợ phát triển lĩnh vực này. Trần lãi suất huy

động lần đầu được NHNN áp dụng lần đầu vào ngày 3/3/2011 ở mức

14%/năm theo thông tư số 02/2011/TT-NHNT. Trần lãi suất huy động được

điều chỉnh giảm dần còn 7%/năm vào cuối năm 2013 và hiện tại là 6%/năm.

Hình 2.3: Biến động lãi suất tiền gửi, lãi suất cho vay trong mối tương

quan với trần lãi suất huy động.

Nguồn: Tác giả vẽ từ phần mềm Eveiws 6.0

Từ hình 2.3 cho thấy lãi suất tiền gửi của Vietcombank luôn ở mức thấp hơn

hoặc bằng mức trần lãi suất huy động do Ngân hàng qui định. Đặc biệt là

khoảng thời gian từ đầu năm 2013 cho đến nay Vietcombank luôn đi đầu

trong việc hạ lãi suất huy động tiền gửi thấp hơn so với mức trần qui định

của Ngân hàng nhà nước, song song với việc hạ lãi suất huy động tiền gửi

Vietcombank cũng giảm mạnh lãi suất cho vay nhằm hỗ trợ và khôi phục sản

xuất, giúp phục hồi tăng trưởng.

Đánh giá cơ chế điều hành trần lãi suất huy động:

- Giải pháp điều hành chính sách tiền tiền tệ theo phương thức trần lãi suất huy

động trong thời gian qua có vai trò quan trọng trong việc ổn định mặt bằng

lãi suất thị trường trong những thời điểm thanh khoản của các TCTD gặp khó

khăn, từng bước giảm mặt bằng lãi suất theo mục tiêu của Chính phủ và

Ngân hàng nhà nước đề ra. Tuy nhiên cơ chế điều hành trần lãi suất huy

động cũng có một số hạn chế như: Có giai đoạn đã gây thiệt hại cho người

gửi tiền do lãi suất tiền gửi thực ở mức thực âm); Một số NHTM phá rào trần

lãi suất huy động vốn bằng mọi cách (hoa hồng, chi tiền mặt ngoài sổ sách,

nhận ủy thác đầu tư trá hình,...) thanh khoản căng thẳng, thị trường tiền tệ,

thị trường liên Ngân hàng đua nhau cạnh tranh lãi suất “ngầm”. Do đó thời

gian qua có luồng ý kiến cho rằng nên dừng áp dụng trần lãi suất huy động,

đặc biệt là tại diễn đàn Kỳ họp thứ 6 (Quốc hội khóa XIII), đại biểu Huỳnh

Nghĩa (Đà Nẵng) đã đưa ra đề nghị, NHNN nên cần xóa bỏ trần lãi suất,

chuyển hệ thống lãi suất sang cơ chế lãi suất thị trường.

- Trong thực tế thời gian qua, NHNN đã luôn theo sát diễn biến vĩ mô và thanh

khoản hệ thống ngân hàng để định hướng dần lãi suất theo thị trường. Chẳng

hạn, từ đầu năm 2012 đến nay, trên cơ sở diễn biến kinh tế vĩ mô, đặc biệt là

diễn biến lạm phát và thị trường tiền tệ, NHNN đã điều chỉnh giảm mạnh

đồng bộ các mức lãi suất điều hành, trần lãi suất cho vay Việt nam đồng đối

với một số lĩnh vực ưu tiên. Đối với trần lãi suất huy động bằng Việt nam

đồng, bên cạnh việc được điều chỉnh giảm phù hợp với diễn biến thị trường,

các NHTM còn từng bước được NHNN nới lỏng phạm vi áp dụng. Cụ thể, từ

tháng 6/2012 không áp dụng đối với tiền gửi có kỳ hạn từ 12 tháng trở lên, từ

cuối tháng 6/2013 không áp dụng đối với tiền gửi có kỳ hạn từ 6 tháng trở

lên.

- Hiện, trần lãi suất cho vay ngắn hạn bằng VND là 8%/năm được áp dụng cho

5 lĩnh vực ưu tiên, đã hỗ trợ tích cực cho hoạt động sản xuất kinh doanh

trong các lĩnh vực này. Lãi suất huy động tối đa bằng VND ở mức 6%/năm

chỉ áp dụng cho tiền gửi có kỳ hạn từ 1 tháng đến dưới 6 tháng, là mức khá

phù hợp để TCTD có thanh khoản tốt có thể ấn định lãi suất thấp so với mức

trần và TCTD có nhu cầu huy động vốn lớn cũng có thể ấn định lãi suất huy

động trong phạm vi đó.

- Tuy nhiên, theo Thống đốc Nguyễn Văn Bình, mặc dù cơ chế trần lãi suất

hiện nay đã từng bước được nới lỏng và tạo điều kiện thuận lợi cho TCTD áp

dụng, nhưng trong điều kiện thanh khoản của các TCTD còn chưa đồng đều,

một số ngân hàng nhỏ và yếu vẫn có nhu cầu huy động với lãi suất cao, vì

vậy, việc duy trì một cơ chế trần lãi suất này vẫn cần được tiếp tục.

- “Trong thời gian tới, khi kinh tế vĩ mô ổn định, lạm phát được kiểm soát ổn

định ở mức thấp, thanh khoản của hệ thống TCTD cải thiện đồng bộ, thị

trường tiền tệ ổn định thì NHNN sẽ xem xét bỏ cơ chế trần lãi suất theo lộ

trình và vào thời điểm phù hợp” – Thống đốc cho biết.

2.6. Diễn biến lãi suất huy động tiền gửi và lãi suất cho vay của Vietcombank

trong mối tƣơng quan với lãi suất tái chiết khấu

Lãi suất tái chiết khấu (hay lãi suất chiết khấu) là lãi suất áp dụng khi NHNN

tái chiết khấu thương phiếu và các giấy tờ có giá ngắn hạn khác (tín phiếu

kho bạc, chứng chỉ tiền gửi) cho các tổ chức tín dụng (TCTD).

Lãi suất tái chiết khấu thực hiện trên cơ sở các giấy tờ có giá: Người nắm giữ

giấy tờ có giá đem tới cầm cố tại ngân hàng thương mại để có được một

khoản vay với giá trị nhỏ hơn giá trị trên các giấy tờ cầm cố (phần chênh lệch

chính là tỷ lệ chiết khấu) và ngân hàng thương mại sẽ thu lại toàn bộ khoản

tiền khi các giấy tờ này đáo hạn. Trong trường hợp các giấy tờ đó chưa đến

hạn thanh toán mà ngân hàng lại đang cần vốn kinh doanh, họ có thể đem các

giấy tờ có giá này tới chiết khấu tại NHNN với lãi suất chiết khấu NHNN đã

công bố trước đó để thu được nguồn vốn phục vụ hoạt động kinh doanh.

Rõ ràng, lãi suất tái chiết khấu đóng vai trò như mức lãi suất “sàn” trên thị

trường. Lý do rất đơn giản: Các TCTD đã vay vốn từ NHNN để cung cấp tín

dụng cho khách hàng, nếu lãi suất cho vay khách hàng thấp hơn lãi suất huy

động vốn từ NHNN, các TCTD sẽ không có lãi. Do vậy, lãi suất tái chiết

khấu NHNN đưa ra cũng chính là mức lãi suất cho vay thấp nhất của các

TCTD.

Việc NHNN tái chiết khấu các giấy tờ có giá cũng tương tự như động thái

tăng cung tiền trên thị trường. Tuy nhiên, lãi suất tái chiết khấu tăng cao sẽ

hạn chế khả năng tiếp cận nguồn vốn của các TCTD và ngược lại.

Nghiệp vụ chiết khấu và tái chiết khấu được thực hiện theo quy định của

Luật các TCTD. Lãi suất chiết khấu được NHNN xác định và công bố, phù

hợp với mục tiêu của chính sách tiền tệ trong từng thời kỳ. Tăng lãi suất tái

chiết khấu được coi là một trong số các công cụ thắt chặt tiền tệ, kiềm chế

lạm phát của NHTW các quốc gia.

Hình 2.4: Biến động lãi suất tiền gửi, lãi suất cho vay trong mối tương

quan với lãi suất tái chiết khấu

Nguồn: Tác giả vẽ từ phần mềm Eveiws 6.0

Hình 2.4 cho thấy lãi suất tái chiết khấu có mối tương quan tốt với lãi

suất huy động và lãi suất cho vay của Vietcombank. Lãi suất tái chiết khấu

giữ vai trò như là lãi suất sàn trên thị trường. Tuy nhiên vào tháng 12/2008

lãi suất tái chiết khấu cao hơn lãi suất huy động tất cả các kỳ hạn của

Vietcombank và từ tháng 5/2011 đến tháng 1/2012 lãi suất tái chiết khấu cao

hơn lãi suất huy động tiền gửi kỳ hạn 18 tháng và 24 tháng của

Vietcombank. Do thời điểm tháng 12/2008 NHNH điều chỉnh giảm lãi suất

cơ bản liên tục nhằm hỗ trợ sản xuất, Vietcombank đã nắm bắt được xu

hướng điều chỉnh giảm lãi suất của NHNN bên cạnh đó trong thời gian này

nguồn vốn huy động của Vietcombank khá dồi dào, tính thanh khoản tốt nên

Vietcombank đã chủ động điều chỉnh giảm lãi suất huy động các kỳ hạn

trước một bước (trước khi NHNN điều chỉnh giảm lãi suất cơ bản và lãi suất

tái chiết khấu). Còn trong giai đoạn tháng 5/2011 đến tháng 1/2012 là giai

đoạn lạm phát ở mức cao, NHNN công bố mức trần lãi suất huy động ở mức

14% để chống lạm phát, trước diễn biến thực tế của thị trường tiền tệ giai

đoạn này Vietcombank chú trọng huy động nguồn vốn ngắn hạn để đảm bảo

tốt tính thanh khoản nên Vietcombank công bố lãi suất huy động kỳ hạn 1

tháng, 6 tháng, 12 tháng là 14%/năm, còn lãi huy động kỳ hạn 18 tháng, 24

tháng là 12% nhằm tránh phải trả lãi suất cao cho các kỳ hạn dài vì theo dự

đoán của các chuyên gia kinh tế thì lạm phát năm 2011 đã đạt đỉnh, sang năm

2012 lạm phát sẽ giảm kéo theo mặt bằng lãi suất sẽ giảm theo.

Tóm tắt chƣơng 2

Chương này trình bày nguồn dữ liệu nghiên cứu gồm lãi suất cơ bản, trần lãi

suất huy động, lãi suất tái chiết khấu do ngân hàng nhà nước công bố, lãi suất

huy động tiền gửi và lãi suất cho vay do Vietcombank công bố.

Tiếp đến trình bày biến động lãi suất huy động tiền gửi và lãi suất cho vay

của Vietcombank trong mối tương quan với lãi suất cơ bản, trần lãi suất huy

động và lãi suất tái chiết khấu do NHNN công bố. Diễn biến thực tế lãi suất

huy động và và lãi suất cho vay của Vietcombank cho thấy có mối tương

quan tốt với lãi suất cơ bản và lãi suất tái chiết khấu, đây là cơ sở để xây

dựng hàm hồi quy tuyến tính phục vụ cho việc đo lường mức độ truyền dẫn

trong chương 3.

CHƢƠNG 3: ĐO LƢỜNG MỨC ĐỘ TRUYỀN DẪN LÃI SUẤT

CƠ BẢN CỦA NGÂN HÀNG NHÀ NƢỚC VÀO LÃI SUẤT TIỀN

GỬI VÀ LÃI SUẤT CHO VAY TẠI NGÂN HÀNG TMCP NGOẠI

THƢƠNG VIỆT NAM

3.1. Mô hình nghiên cứu:

Tác giả dựa theo mô hình nghiên cứu của Ming-Hua Liu và các cộng sự đề

xuất mô hình nghiên cứu mối quan hệ dài hạn giữa lãi lãi suất cơ bản và lãi

huy động, lãi suất cho vay được diễn đạt như sau:

Yt = α0 + αtXt + εt (1)

Trong đó:

: Lãi suất huy động hoặc lãi suất cho vay

- Yt

: Lãi suất cơ bản

- Xt

: Sai số thống kê

- εt

: Trung độ gốc

- α0

: Hệ số truyền dẫn trong dài hạn

- αt

Mức truyền dẫn trong dài hạn là hoàn hảo (truyền dẫn toàn phần) nếu αt1

có ý nghĩa thống kê)

- Chuỗi lãi suất được kỳ vọng là đồng nhất nhau.

- Biến và sai số: Cố định.

Tác giả dựa theo mô hình nghiên cứu của Ming-Hua Liu, mối quan hệ ngắn

hạn giữa lãi lãi suất chính sách (lãi suất cơ bản, lãi suất tái chiết khấu) và lãi

huy động, lãi suất cho vay được diễn đạt theo mô hình hiệu chỉnh sai số

ECM. Mô hình hiệu chỉnh sai số ECM được xem là mô hình năng động,

được sử dụng phổ biến trong kinh tế khi có sự kết hợp những thông tin trong

dài hạn và ngắn hạn vào phương trình bao gồm những thành phần dừng hợp

thành. ECM thực sự hữu dụng trong việc ước lượng tác động ngắn hạn và dài

hạn của các biến nghiên cứu dưới dạng chuỗi dữ liệu thời gian (time series).

Mô hình hiệu chỉnh sai số ECM được diễn giải như sau:

- Khi hồi quy các biến dữ liệu thời gian, nếu như các biến là chuỗi dữ liệu

không dừng thì kết quả có thể là giả mạo. Nhưng nếu các sai phân của chúng

là chuỗi dừng ta có thể thực hiện hồi quy OLS cho các sai phân này. Tuy

nhiên nếu như chúng ta chỉ xét hồi quy của các sai phân (tức là không xem

xét hồi quy đồng liên kết giữa các biến) thì chúng ta bỏ mất thông tin dài hạn

về quan hệ giữa các biến. Vì sao điều đó lại xảy ra?

- Nếu Yt và Xt là các chuỗi không dừng thì hồi quy giữa chúng có thể là giả

tạo. Nếu Yt và Xt đồng liên kết bậc 1 I(1) thì ΔYt và ΔXt là dừng nên có thể

thực hiện hồi quy OLS song lúc đó lại có thể mất đi thông tin dài hạn về

quan hệ giữa Yt và Xt.

- Thật vậy, trong dài hạn thì Yt = Yt-1 do đó ΔYt = 0, tương tự ΔXt = 0 vì vậy

không có sự thay đổi ở điểm cân bằng. Tuy nhiên trong ngắn hạn lại có thể

có sự mất cân bằng.

- Vì thế có thể xem sai số ngẫu nhiên ut = Yt - β1 - β2Xt là sai số cân bằng

trong ngắn hạn. Mô hình hiệu chỉnh sai số ECM do Sargan, Engle và

Granger (1987) phát triển nhằm xác định sự mất cân bằng ngắn hạn này. Xét

mô hình:

ΔYt = α0 + α1ΔXt + α2ECt-1 + vt (*)

Với EC là phần dư của mô hình Yt với Xt. Số hạng α2ECt-1 đo mức độ mất

cân bằng ở kỳ trước. Mô hình (*) ước lượng sự thay đổi của Yt vào sự thay

đổi của Xt và sự mất cân bằng ở kỳ trước.

Nếu Yt và Xt là các chuỗi không dừng thì hồi quy giữa chúng có thể là giả

tạo. NếuYt và Xt đồng liên kết bậc 1, do đó sai phân của chúng dừng. Khi đó

ta có thể thực hiện hồi quy giữa ΔY và ΔX.

Trong dài hạn ta có Yt = Yt-1, do đó ΔY = 0, tương tự, ΔX = 0. Vì vậy

không có thay đổi ở điểm cân bằng. Trong khi đó xét trong ngắn hạn lại có

sự mất cân bằng.

ΔY = β1 + β2ΔX + β3ECt-1 + εt (**)

 Trong đó EC là phần dư khi hồi quy Y phụ thuộc vào X, εt là nhiễu trắng.

 Số hạng β3ECt-1 chính là phần mất cân bằng. Mô hình (**) ước lượng sự

phụ thuộc của mức thay đổi ΔY vào mức thay đổi ΔX và mức cân bằng ở

thời kỳ trước. Mô hình (**) được gọi là mô hình ECM.

Do các biến sai phân đều là chuỗi dừng mô hình ECM được ước lượng bằng

hồi quy OLS.

Như vậy, từ kết quả khảo sát các biến nghiên cứu có mối quan hệ đồng liên

kết, do sai phân của các biến là chuỗi dừng nên có thể tiến hành hồi qui theo

sai phân giữa biến phụ thuộc là các loại lãi suất huy động, cho vay và sai

phân của các biến tác động là lãi suất cơ bản, bổ sung thêm vào phương trình

phần dư EC thu được từ phương trình hồi qui đồng liên kết (**) ở trên và lấy

độ trễ t-1. Mô hình này gọi là mô hình hiệu chỉnh sai số ECM được thể hiện

như sau:

(2)

Trong đó:

- yt

: Sai phân bậc 1 của biến phụ thuộc là các loại lãi suất huy động và

lãi suất cho vay.

- yt-i

: Sai phân bậc 1 của lãi suất huy động và lãi suất cho vay lấy độ trễ i

- xt

: Sai phân bậc 1 của biến độc lập là lãi suất cơ bản hoặc lãi suất tái

chiết khấu.

- xt-i

: Sai phân bậc 1 của lãi suất cơ bản hoặc lãi suất tái chiết khấu lấy độ

trễ i

: Đo lường độ lớn của sự mất cân bằng tại thời

điểm (t – 1) và nó là phần dư dài hạn trong phương trình.

: Sai số thống kê

: Đo lường mức độ tác động của sự truyền dẫn lãi suất trong ngắn hạn

& : Hệ số điều chỉnh biến động.

- 

: Độ điều chỉnh sai số khi lãi suất lệch so với lãi suất cân bằng (

thường mang giá trị âm vì lãi suất có xu hướng trở lại lãi suất cân bằng).

Một loại phương trình tương tự mô tả sự biến động điều chỉnh trong chính

sách lãi suất (xt). Đó là độ trễ điều chỉnh trung bình (MAL) của sự truyền

dẫn hoàn toàn trong mô hình ECM áp dụng Hendry (1995) như sau:

MAL: Đo lường bình quân trọng số của tất cả độ trễ và đo lường tốc độ phản

ứng của lãi suất bán lẻ khi chính sách lãi suất cơ bản thay đổi. Một vài

nghiên cứu cho thấy rằng: Sự điều chỉnh trong ngắn hạn là bất cân xứng. Nói

cách khác, tốc độ điều chỉnh lãi suất là khác nhau khi lãi suất trên mức cân

bằng và khi lãi suất dưới mức cân bằng (Chong, 2005 và Scholnick, 1996).

Qua tham khảo các bài nghiên cứu thực tế của các tác giả về dữ liệu chuỗi

thời gian và cơ sở lý thuyết đã học cho thấy các tác giả đều đưa ra một qui

trình xử lý dữ liệu chuỗi thời gian giống nhau và trãi qua các bước xử lý như

- Kiểm định tính dừng của chuỗi dữ liệu của các biến dựa trên kiểm định

nghiệm đơn vị (Unit Root Test) và xác định bậc tích hợp của các biến I(d) để

có được chuỗi dữ liệu dừng.

- Kiểm định đồng liên kết (cointegration test) dựa trên phương pháp của

Johansen (Johansen Cointegration test) (Johansen, 1988 và Johansen &

Juselius, 1990) để xác định có tồn tại mối quan hệ đồng liên kết dài hạn giữa

các biến.

- Chọn bước trễ tối ưu cho các biến trong mô hình.

3.1.1. Kiểm định tính dừng và xác định bậc tính hợp

Phương pháp hồi quy bình phương bé nhất (hồi quy OLS) chỉ được áp dụng

với các chuỗi dữ liệu là chuỗi dừng. Nếu chuỗi dữ liệu không dừng chúng ta

phải kiểm tra tính đồng liên kết để xem có áp dụng được phương pháp OLS

hay không. Vì vậy trước tiên chúng ta phải kiểm định tính dừng của chuổi dữ

liệu lãi suất. Ngoài ra dữ liệu thời gian thường là không dừng nên việc kiểm

định tính dừng là cần thiết để áp dụng các phương pháp hồi quy phù hợp.

Mục đích: Tính dừng (Stationary): Yt là một chuỗi dừng thì giá trị trung

bình, phương sai và đồng phương sai (ở các độ trễ khác nhau) sẽ giống nhau

cho dù việc đo lường chúng ở thời điểm nào. Nếu dữ liệu không dừng thì

việc phân tích hồi qui sẽ không có ý nghĩa, hay còn gọi là “hồi qui giả tạo”.

Tính dừng (Stationary): 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 (Gujarati, 2003).

Theo Dickey và Fuller (1979), để xác định chuỗi dữ liệu thời gian là chuỗi

dữ liệu dừng hay không dừng, ta cần thực hiện kiểm định tính dừng. Có

nhiều tiêu chuẩn để kiểm định tính dừng, trong luận văn này, kiểm nghiệm

đơn vị (unit root test) được sử dụng để kiểm nghiệm tính dừng.

Xét mô hình sau đây:

Yt = ρYt−1 + ut − 1≤ρ≤1 (3.1)

Trong đó: ut là yếu tố ngẫu nhiên trong mô hình hồi quy cổ ðiển nghĩa là ut

có trung bình bằng không, phương sai không đổi và hiệp phương sai bằng

không. Và ut được gọi là nhiễu trắng (White noise).

- Nếu ρ = 0 => Yt = ut thì Yt là một chuỗi dừng.

- Nếu ρ = 1, khi đó Yt là một bước ngẫu nhiên (random walk) và Yt là một

chuỗi không dừng.

Đó là ý tưởng phía sau kỹ thuật kiểm định tính dừng bằng kiểm định nghiệm

đơn vị. Do đó để kiểm định tính dừng của Yt, ta sẽ kiểm định giả thuyết:

- Ho: ρ = 1 (Yt là chuỗi không dừng hay có nghiệm đơn vị)

- H1: ρ < 1 (Yt là chuỗi dừng)

Thực hiện biến đổi phương trình (3.1)

Yt − Yt−1 = ρYt−1 − Yt−1 + ut

ΔYt = (ρ − 1) Yt−1 + ut

ΔYt = δ Yt-1 + ut

Trong đó: δ = ρ − 1, và Δ là toán tử sai phân.

Sai phân bậc I : ΔYt = Yt − Yt-1

Sai phân bậc II: Δ(Δ Yt) = Δ2(Yt) = Yt -2Yt-1 + Yt-2

Trường hợp kiểm định một chuỗi không dừng ta chuyển sang kiểm định

chuỗi sai phân bậc I, II .... Nhiều nghiên cứu cho thấy đại đa số các chuỗi dữ

liệu có xu hướng đều dừng sau khi biến đổi sang sai phân cấp 1.

Yt được gọi là liên kết bậc 1 nếu ΔYt là chuỗi dừng, ký hiệu là I(1).

Dickey-Fuller (DF) đã đưa ra tiêu chuẩn để kiểm định tính dừng như sau:

- Ho: ρ = 1 (chuỗi không dừng)

- H1: ρ < 1 (chuỗi dừng)

Ta ước lượng mô hình (3.1), τ = ρ/Se(ρ) có phân bố DF. Nếu như giá trị

tuyệt đối của τ > trị tuyệt đối τα thì bác bỏ Ho tức là trong trường hợp này

chuỗi dừng.

Bảng 3.1: Kết quả kiểm định tính dừng bằng phương pháp ADP

Chuỗi gốc ADF 1% 5% 10% Prob

-3.430771 -3.512290 -2.897223 -2.585861 0.0265 LSCB

-0.229022 -3.646342 -2.954021 -2.615817 0.9249 TG1T

-0.727079 -3.646342 -2.954021 -2.615817 0.8261 TG6T

-0.320964 -3.646342 -2.954021 -2.615817 0.9112 TG12T

-0.599573 -3.646342 -2.954021 -2.615817 0.8574 TG18T

-0.599573 -3.646342 -2.954021 -2.615817 0.8574 TG24T

-0.411550 -3.646342 -2.954021 -2.615817 0.8958 CVNH

-2.572036 -3.514426 -2.898145 -2.586351 0.1030 CVTDH

Chuỗi lấy sai phân

-5.541536 -3.512290 -2.897223 -2.585861 0.0001 D(LSCB)

-4.395881 -3.653730 -2.957110 -2.617434 0.0015 D(TG1T)

-3.782147 -3.653730 -2.957110 -2.617434 0.0073 D(TG6T)

-4.926834 -3.653730 -2.957110 -2.617434 0.0004 D(TG12T)

-5.261020 -3.653730 -2.957110 -2.617434 0.0001 D(TG18T)

-5.261020 -3.653730 -2.957110 -2.617434 0.0001 D(TG24T)

-4.743219 -3.653730 -2.957110 -2.617434 0.0006 D(CVNH)

Nguồn: Tính toán của tác giả

-6.797800 -3.512290 -2.897223 -2.585861 0.0001 D(CVTDH)

Bảng 3.2: Kết quả kiểm định tính dừng bằng phương pháp PP

Chuỗi gốc PP 1% 5% 10% Prob

-2.720104 -3.511262 -2.896779 -2.585626 0.0749 LSCB

-2.077715 -3.511262 -2.896779 -2.585626 0.2541 TG1T

-2.252243 -3.511262 -2.896779 -2.585626 0.1899 TG6T

-2.282264 -3.511262 -2.896779 -2.585626 0.1801 TG12T

-2.506001 -3.511262 -2.896779 -2.585626 0.1177 TG18T

-2.282264 -3.511262 -2.896779 -2.585626 0.1801 TG24T

-2.078236 -3.511262 -2.896779 -2.585626 0.2539 CVNH

-2.080128 -3.511262 -2.896779 -2.585626 0.2532 CVTDH

Chuỗi lấy sai phân

-5.513643 -3.512290 -2.897223 -2.585861 0.0000 D(LSCB)

-5.079605 -3.512290 -2.897223 -2.585861 0.0000 D(TG1T)

-4.974783 -3.512290 -2.897223 -2.585861 0.0000 D(TG6T)

-5.914271 -3.512290 -2.897223 -2.585861 0.0000 D(TG12T)

-5.895939 -3.512290 -2.897223 -2.585861 0.0000 D(TG18T)

-5.914271 -3.512290 -2.897223 -2.585861 0.0000 D(TG24T)

-6.946377 -3.512290 -2.897223 -2.585861 0.0000 D(CVNH)

Nguồn: Tính toán của tác giả

Tính dừng của các chuỗi lãi suất gốc phản ánh các mối quan hệ mang tính

dài hạn xung quanh kỳ vọng và phương sai của chúng. Còn sai phân của các

chuỗi lãi suất phản ánh các các mối quan hệ mang tính ngắn hạn quanh giá trị

kỳ vọng và phương sai ngắn hạn của chúng. Như vậy kết quả bảng 3.1 và 3.2

cho thấy các chuỗi không có kỳ vọng và phương sai ổn định trong dài hạn

mà chỉ có thể xem xét ngắn hạn. Với hiện tượng của chuỗi dữ liệu như trên,

nếu chúng có thể kết hợp với nhau dưới dạng các vectơ có phần dư ổn định

thì có nghĩa đã tồn tại quan hệ dài hạn giữa các chuỗi lãi suất tiền gửi, cho

vay và LSCB. Khi đó chúng ta có thể nghiên cứu sự truyền dẫn của LSCB

trong dài hạn, cũng như xem xét ngắn hạn và các sai lệch giữa dài hạn và

ngắn hạn. Kết quả kiểm định tính dừng cho tác giả định hướng tiếp tục xử lý

các chuỗi dữ liệu tiếp theo đó là kiểm tra tính đồng liên kết với các chuỗi lãi

suất gốc với mục đích kiểm tra xem các chuỗi có có kết hợp được với nhau

và tạo được trạng thái cân bằng trong dài hạn không.

-6.840402 -3.512290 -2.897223 -2.585861 0.0000 D(CVTDH)

3.1.2. Kiểm định đồng liên kết

Mục đích: Để xác định có tồn tại mối quan hệ dài hạn giữa các biến. Engle

và Granger (1987) cho rằng kết hợp tuyến tính giữa các chuỗi thời gian

không dừng có thể là 1 chuỗi dừng và sự kết hợp đó là đồng tích hợp, như

vậy sẽ tồn tại mối quan hệ cân bằng dài hạn giữa các biến.

Theo Engle và Granger (1987), nếu 2 chuỗi Xt và Υt đều I(1) và tồn tại một

tổ hợp tuyến tính ut = Υt – γXt có liên kết I(0) thì X và Υ gọi là 2 chuỗi đồng

liên kết (cointegrated series).

Một cách tổng quát, nếu Yt và Xt đều I(d) và tồn tại một tổ hợp tuyến tính

Zt = Yt - γXt là I(0) thì hai chuỗi gọi là đồng liên kết bậc d.

Khi các chuỗi là đồng liên kết thì việc hồi quy hai biến với nhau sẽ có ý

nghĩa về mặt thống kê (không phải là hồi quy giả tạo vì lúc đó các xu thế

chung sẽ khử lẫn nhau) và ngoài ra điều này sẽ giúp bảo toàn được thông tin

dài hạn vì nếu chỉ lấy hồi quy sai phân của chúng chỉ thể hiện thông tin biến

động trong ngắn hạn.

Theo ngôn ngữ của lý thuyết đồng liên kết thì hồi quy của Yt theo Xt trong

trường hợp này gọi là hồi quy đồng liên kết, và các hệ số hồi quy gọi là các

tham số đồng liên kết.

Trường hợp hai hay nhiều hơn các chuỗi dữ liệu thời gian dừng sau khi thực

hiện biến đổi sai phân cấp 1, tiếp tục kiểm định đồng liên kết (cointergration

test). Nếu các chuỗi đều là chuỗi dừng bậc 1 gọi là I(1) chúng có thể là đồng

liên kết.

Trong luận văn này kiểm tra đồng liên kết theo phương pháp Johansen &

Juselius (1990) bằng phần mềm EVIEW 6. Phương pháp này dựa trên ước

lượng giá trị “maximum likelihood”, giá trị “maximum Engle” và giá trị

thống kê “trace value” để xem có tồn tại véctơ đồng liên kết nào không?

- Giả thiết Ho: Không có đồng liên kết.

- Giả thiết H1: Có tồn tại đồng liên kết.

 Nếu “trace value” hoặc “maximum Eigen value” < “Critical Value” thì

chấp nhận giả thiết Ho.

 Nếu “trace value” hoặc “maximum Eigen value” > “Critical Value” thì

bác bỏ giả thiết Ho.

Trường hợp khi kết quả kiểm tra nếu phát hiện có tồn tại ít nhất một véctơ

đồng liên kết, có nghĩa là tồn tại mối quan hệ trong dài hạn giữa các biến.

Khi đó ta sẽ xác định hồi quy đồng liên kết để đánh giá ảnh hưởng tác động

của biến độc lập đối với các biến phụ thuộc.

Sau khi kiểm định quan hệ đồng tích hợp nếu xác nhận có mối quan hệ đồng

liên kết, mô hình hồi quy đồng tích hợp sẽ được ước lượng để kiểm định các

hệ số hồi quy đồng tích hợp thể hiện mối quan hệ dài hạn giữa các biến.

Bảng 3.3: Tổng hợp kết quả kiểm định đồng liên kết Johansen

Giá trị Giá trị Giá trị thống Giá trị

thống kê vết thống kê kê cực đại thống kê

của ma trận So Sánh Prob của ma trận So Sánh Prob H0

(Trace (Critical (Max eigen (Critical

Statistic) Value) Statistic) Value)

r=0 15.28893 15.49471 0.0537 13.87560 14.26460 0.0575 TG1T r<=1 1.413327 3.841466 0.2345 1.413327 3.841466 0.2345

r=0 13.39095 15.49471 0.1012 11.97344 14.26460 0.1116 TG6T r<=1 1.417510 3.841466 0.2338 1.417510 3.841466 0.2338

r=0 15.58831 15.49471 0.0484 14.12149 14.26460 0.0526 TG12T r<=1 1.466827 3.841466 0.2258 1.466827 3.841466 0.2258

r=0 21.12677 15.49471 0.0064 19.47303 14.26460 0.0068 TG18T r<=1 1.653743 3.841466 0.1984 1.653743 3.841466 0.1984

r=0 21.12347 15.49471 0.0064 19.49478 14.26460 0.0068 TG24T r<=1 1.628684 3.841466 0.2019 1.628684 3.841466 0.2019

r=0 18.76419 15.49471 0.0155 15.99634 14.26460 0.0264 CVNH r<=1 2.767851 3.841466 0.0962 2.767851 3.841466 0.0962

Nguồn: Tính toán của tác giả

Kết quả Kiểm định Johansen từ bảng 3.3 cho thấy rằng:

- Đối với lãi suất tiền gửi kỳ hạn 1 tháng và tiền gửi kỳ hạn 6 tháng: Không

tồn tại mối quan hệ đồng liên kết. Điều này nghĩa là không tồn tại quan hệ

cân bằng dài hạn giữa tiền gửi ngắn hạn (kỳ hạn 1 tháng, 6 tháng) và lãi suất

cơ bản. Điều này là khá thực tế vì lãi suất huy động tiền gửi ngắn hạn trong

giai đoạn 2007 – 2013 có nhiều biến động bất thường không theo các quy

luật cơ bản về lãi suất, chẳng hạn giai đoạn năm 2008, năm 2011, TG1T,

TG6T cao hơn LSCB, TG12T, TG18T, TG24T rất nhiều. Nó thường phụ

thuộc vào trạng thái thanh khoản và yếu tố cạnh tranh của Vietcombank hơn

là các điều tiết lãi suất cơ của NHNN. Còn trong giai đoạn 2013 do NHNH

áp dụng cơ chế trần lãi suất làm cho lãi suất TG1T và TG6T trong giai đoạn

này luôn ở mức thấp hơn lãi suất cơ bản.

- Đối với lãi suất tiền gửi các kỳ hạn 12 tháng, 18 tháng, 24 tháng: Có 1 đồng

liên kết. Kết quả này cho thấy có sự tồn tại mối quan hệ dài hạn giữa tiền gửi

các kỳ hạn 12 tháng, 18 tháng, 24 tháng với lãi suất cơ bản. Biểu hiện về mặt

thống kê là giá trị kiểm định Trace và Max-Eigen thỏa mãn điều kiện đồng

liên kết ở mức 5% với kết luận là “bác bỏ giả thiết không có đồng liên kết”.

- Hiện tượng thống kê này cũng có thể lý giải bằng việc trong ngắn hạn các

quan hệ lãi suất của Việt Nam khá “méo mó”. Tuy nhiên khi trong dài hạn

thì tính quy luận dần dần được bộc lộ.

- Đối với lãi suất cho vay ngắn hạn và trung dài hạn: Có ít nhất một mối quan

hệ đồng liên kết. Kiểm đinh Trace và Max – Eigen đều bác bỏ giả thiết

“Không có đồng liên kết” và “Có tối thiểu 1 đồng liên kết” ở mức ý nghĩa

r=0 22.89638 15.49471 0.0032 19.62855 14.26460 0.0064 CVTDH r<=1 3.267830 3.841466 0.0706 3.267830 3.841466 0.0706

5%. Như vậy tác giả có thể kết luận tồn tại ít nhất một mối quan hệ cân bằng

dài hạn giữa lãi suất cho vay và lãi suất cơ bản.

- Như vậy trong dài hạn, các biến phụ thuộc TG12T, TG18T, TG24T, CVNH,

CVTDH có mối quan hệ đồng liên kết với biến độc lập LSCB.

3.1.3. Chọn bƣớc trễ tối ƣu cho các biến trong mô hình

Luận văn nghiên cứu ứng dụng mô hình VAR cho các chuỗi dữ liệu ban đầu

của các biến với độ trễ tối đa là 10 để mô hình VAR tự động lựa chọn độ trễ

tối ưu dựa trên các tiêu chuẩn: Akaike information criterion (AIC) (Akaike,

1969), Schwarz criterion (SC) và Likelihood ration (LR). Bảng kết quả như

Bảng 3.4: Kết quả lựa chọn độ trễ

Độ trễ tối ƣu LogL AIC SC Chuỗi lãi suất

2 -135.3873 3.929387* 4.240747* TG6T

2 -139.9573 4.052901* 4.364261* TG12T

2 -134.7334 3.911714* 4.223074* TG18T

2 -133.9323 3.890063* 4.201423* TG24T

2 -162.1061 4.651517* 4.962877* CVNH

Nguồn: Tính toán của tác giả

Ghi chú: AIC: Akaike information criterion

SC: Schwarz information criterion

Kết hợp với phân tích độ trễ cho cặp các lãi suất với lãi suất cơ bản cho thấy

các biến có 2 trễ có thể được sử dụng cho mô hình tính toán.

2 -154.4749 4.445267* 4.756627* CVTDH

3.2. Kết quả nghiên cứu đối với truyền dẫn lãi suất trong dài hạn.

3.2.1. Đo lƣờng mức độ truyền dẫn của lãi suất cơ bản trong dài hạn.

Bảng 3.5: Kết quả truyền dẫn lãi suất cơ bản trong dài hạn

Chuỗi Coefficient R-squared t-Statistic Prob. Durbin- Watson stat

TG6T

1.296610 0.478270 8.670021 0.0000 0.146345 TG12T

1.044420 0.485326 8.793410 0.0000 0.213130 TG18T

1.033679 0.479731 8.695450 0.0000 0.207910 TG24T

1.539360 0.448616 8.168032 0.0000 0.176921 CVNH

Nguồn: Tính toán của tác giả

Ghi chú: Mức độ truyền dẫn được đo lường bởi hệ số Coefficient

Đo lường ở mức ý nghĩa 5%.

Kết quả từ bảng 3.5 cho thấy mức độ truyền dẫn lãi suất cơ bản của NHNH

đến lãi suất huy động và lãi suất cho vay của Vietcombank là hoàn toàn và

giá trị Durbin-Watson stat của hồi qui OLS khá thấp cho thấy sự hiện diện

của tự tương quan và có thể bỏ qua tác động này. Kết quả truyền dẫn lãi suất

cơ bản cụ thể như sau:

- Đối với lãi suất huy động tiền gửi kỳ hạn 12 tháng: Mức truyền dẫn của lãi

suất cơ bản là 1.296610 nghĩa là trong dài hạn khi lãi suất cơ bản tăng (giảm)

1% thì sẽ tác động làm cho lãi suất huy động tiền gửi kỳ hạn 12 tháng tăng

(giảm) lên 1.296610%. Hệ số truyền dẫn này khá hợp lý vì tiền gửi kỳ hạn 12

tháng trong cơ cấu tiền gửi tại Vietcombank chiếm tỷ lệ khá cao, vì vậy tiền

gửi gửi kỳ hạn 12 tháng khá nhạy cảm trước sự biến động của lãi suất cơ

bản.

- Đối với lãi suất huy động tiền gửi kỳ hạn 18 tháng: Mức truyền dẫn của lãi

suất cơ bản là 1.044420 nghĩa là trong dài hạn khi lãi suất cơ bản tăng (giảm)

1% thì sẽ tác động làm cho lãi suất tiền gửi kỳ hạn 18 tháng tăng (giảm)

1.044420 %.

1.478817 0.463219 8.412041 0.0000 0.191901 CVTDH

- Đối với lãi suất huy động tiền gửi kỳ hạn 24 tháng: Mức truyền dẫn của lãi

suất cơ bản là 1.033679 nghĩa là trong dài hạn khi lãi suất cơ bản tăng (giảm)

1% thì sẽ tác động làm cho lãi suất huy động tiền gửi kỳ hạn 24 tháng tăng

(giảm) 1.033679 %.

- Hệ số truyền dẫn đối với tiền gửi của kỳ hạn 18 tháng và 24 tháng thấp hơn

kỳ hạn 12 tháng là khá hợp lý, vì trong những năm qua lãi suất trên thị

trường tiền tệ Việt Nam biết động mạnh và đặc biệt là ngân hàng nhà nước

liên tục điều chỉnh lãi suất điều hành nhằm đạt được mục tiêu của chính sách

tiền tệ trong từng thời kỳ. Do đó Vietcombank phải luôn chủ động điểu chỉnh

lãi suất huy động các kỳ hạn ngắn nhằm bảo đảm tuân thủ các quy định về lãi

suất của ngân hàng nhà nước và đảm bảo tính thanh khoản cũng như tránh

trình trạng dư thừa nguồn vốn huy động do tín dụng tăng trưởng chậm,

nguồn cho vay đầu ra hạn chế.

- Đối với lãi suất cho vay ngắn hạn: Mức truyền dẫn của lãi suất cơ bản là

1.539360 nghĩa là trong dài hạn khi lãi suất cơ bản tăng (giảm) 1% thì sẽ tác

động làm cho lãi suất cho vay ngắn hạn tăng (giảm) 1.539360%.

- Đối với lãi suất vay trung dài hạn: Mức truyền dẫn của lãi suất cơ bản là

1.478817 nghĩa là trong dài hạn khi lãi suất cơ bản tăng (giảm) 1% thì sẽ tác

động làm cho lãi suất cho vay ngắn hạn tăng (giảm) 1.478817%.

- Hệ số truyền dẫn đối với lãi suất cho vay khá cao, cao hơn hệ số truyền dẫn

đối với lãi suất huy động, điều này khá phù hợp vì Vietcombank có lợi thế về

mạng lưới, uy tín thương hiệu, cũng như qui mô do đó việc huy động vốn

trên thị trường dễ dàng hơn đối với một số ngân hàng thương mại cổ phẩn

nhỏ, uy tín và thương hiệu còn thấp. Bên cạnh đó tùy vào việc điều hành lãi

suất của ngân hàng từng giai đoạn, Vietcombank vừa phải đảm bảo tuân thủ

qui định của ngân hàng nhà nước về lãi suất cho vay vừa chú trọng vào mục

tiêu tăng trưởng tín dụng, kiểm soát tỷ lệ nợ xấu và bảo đảm tỷ lệ lợi nhuận

theo yêu cầu của cổ đông.

- Kết quả cho thấy cho mức độ truyền dẫn của lãi suất cơ bản là hoàn toàn đối

với tất cả các loại lãi suất suất cho huy động và lãi suất cho vay. Hệ số truyền

dẫn biểu hiện mức độ truyền dẫn của lãi suất cơ bản đến lãi suất tiền gửi và

lãi suất cho vay trong khoảng từ 1.033679 đến 1.539360. Nhìn chung, mức

độ truyền dẫn của lãi suất tiền gửi và lãi suất cho vay ngắn hạn thì cao hơn

trong dài hạn. Đây là điều phù hợp với các giả thuyết kì vọng của cấu trúc kì

hạn của lãi suất. Lãi suất ngắn hạn có độ tương quan cao hơn so với lãi suất

dài hạn. Lãi suất dài hạn bị ảnh hưởng không chỉ bởi lãi suất ngắn hạn hiện

tại mà còn cả lãi suất ngắn hạn tương lai.

- Mức độ truyền dẫn của lãi suất cho vay cao hơn so với lãi suất tiền gửi các

kỳ hạn.

- Hệ số R-squared dao động trong khoảng 0.448616-0.485326 cho thấy biến

lãi suất cơ bản đã giải được từ 44.86%-48.53% sự biến động của các biến lãi

suất tiền gửi và biến lãi suất cho vay.

3.2.2. Đo lƣờng mức độ truyền dẫn của lãi suất cơ bản trong ngắn hạn

Như đã trình bày ở phần trên, độ trễ tối ưu của các chuỗi lãi suất bán lẻ trong

mô hình là 2 kỳ có thể được sử dụng cho mô hình tính toán.

Vì vậy, với mong muốn phần dư có ý nghĩa thống kê trong mô hình, tác giả

xem xét mức độ truyền dẫn của lãi suất cơ bản trong ngắn hạn vào lãi suất

huy động và lãi suất cho vay không những chịu sự ảnh hưởng của lãi suất cơ

bản ở kỳ này đó mà còn chịu sự ảnh hưởng của độ trễ của sự thay đổi trước

đó.

Bảng 3.6: Kết quả truyền dẫn lãi suất cơ bản trong ngắn hạn

Chuỗi β0 t-value Prob t_value Prob MAL 

1.024857 6.060744 0.0000 TG1T

0.836237 5.670354 0.0000 -0.043247 -1.225521 0.2243 3.78669 TG6T

0.831202 5.180037 0.0000 -0.062684 -1.410648 0.1625 2.69284 TG12T

0.736568 4.392468 0.0000 -0.106414 -1.840634 0.0697 2.475539 TG18T

0.722110 4.302827 0.0001 -0.107507 -1.876212 0.0646 2.584855 TG24T

1.108758 4.990213 0.0000 -0.067863 -1.411134 0.1624 1.602610 CVNH

Nguồn: Tính toán của tác giả

Ghi chú: MAL: Độ trễ của sự điều chỉnh trung bình (Hendry 1995)

Mức ý nghĩa 5%

Bảng 3.6 trình bày kết quả của các mô hình hai biến số được hiệu chỉnh sai

số cấu trúc để ước lượng các tác động ngắn hạn của sự điều chỉnh cho lãi

suất huy động tiền gửi và lãi suất cho vay. Tác giả chỉ thể hiện các ước lượng

cho ảnh hưởng và hệ số hiệu chỉnh sai số. Hệ số ước lượng cho các biến khác

ở phương trình lãi lãi suất huy động, lãi suất cho vay và các kết quả của

phương trình hồi qui được thể hiện trong phụ lục 08. Tất cả các tham số đều

có dấu hiệu đáng kì vọng và có ý nghĩa thống kê.

Hệ số β0 thể hiện mức độ truyền dẫn của lãi suất cơ bản đến lãi suất huy

động tiền gửi và lãi suất cho vay, β0 dao động trong khoảng 0.722110 đến

1.108758, trong đó chỉ có biến TG1T và CVNH là có mức truyền dẫn hoàn

toàn với hệ số truyền dẫn tương ứng là 1.024857 và 1.108758, các loại lãi

suất còn lại có mức độ truyền dẫn là không hoàn toàn. Với số liệu tính toán

được, ta có thể kết luận:

- Trong ngắn hạn, mức độ truyền dẫn của các loại lãi suất có kỳ hạn ngắn hạn

cao hơn các loại lãi suất trung dài hạn.

- Trong ngắn hạn, mức độ truyền dẫn lãi suất cơ bản của các loại lãi suất tiền

gửi thấp hơn so với lãi suất cho vay.

- Mức độ truyền dẫn lãi suất cơ bản trong dài hạn thì cao hơn trong ngắn hạn

đối với tất cả các kỳ hạn huy động và cho vay.

Kết quả trên hoàn toàn hợp lý, vì một khi có sự điều chỉnh lãi suất cơ bản thì

lãi suất huy động và cho vay cần có thời gian điều chỉnh để phản ánh đầy đủ

0.954177 4.617082 0.0000 -0.069840 -1.449328 0.1515 0.656114 CVTDH

sự biến động của lãi suất cơ bản. Ngoài ra do trong giai đoạn từ tháng 3/2011

đến hiện nay các biến lãi suất huy động và cho vay còn chịu tác động của

trần lãi suất huy động.

Trên thực tế, cơ chế điều hành lãi suất cơ bản của NHNN phần nào đã ngăn

chặn được nguy cơ xáo trộn thị trường tiền tệ và mất khả năng thanh toán

của các NHTM trong những tháng đầu năm 2008, nhất là đối với NHTM cổ

phần quy mô nhỏ được chuyển đổi mô hình từ nông thôn lên. Tuy nhiên tình

trạng đua nhau tăng lãi suất cho vay và lãi suất huy động trong năm 2008 và

những biểu hiện của thị trường những tháng đầu năm 2010 là sự biểu hiện rõ

nét của tính truyền dẫn lãi suất không hoàn toàn, lý do của tình trạng này là

có sự cạnh tranh thiếu lành mạnh giữa các ngân hàng thương mại. Khi ngân

hàng nhà nước thực hiện cơ chế lãi suất thỏa thuận đối với cho vay trung

hạn, các NHTM đã đẩy mức lãi suất cho vay rất cao, khoảng 18-21%. Mức

lãi suất này đã hạn chế khả năng mở rộng tín dụng của các NHTM (mức tăng

trưởng tín dụng quí I/2010 chỉ đạt 3,34%). Trong quí I/2010, tăng trưởng tín

dụng không cao, nguồn vốn vay của các NHTM từ NHNN để đáp ứng thanh

khoản tăng lên, điều đó cho thấy vốn của các NHTM là khan hiếm. Do vậy,

với mức lãi suất huy động mà NHNN đã khuyến cáo các NHTM cần thực

hiện theo thỏa thuận của Hiệp hội Ngân hàng thì đã đảm bảo một mức lãi

suất thực hợp lý cho người gửi tiền, nhưng phản ứng của các NHTM là vẫn

đua nhau tăng mức lãi suất huy động cao hơn dưới nhiều hình thức. Những

hiện tượng này biểu hiện sự bất cập lớn của thị trường, nếu không có những

biện pháp ngăn chặn sẽ gây ra những bất ổn của hệ thống ngân hàng.

Đối với kết quả ước lượng của tốc độ hiệu chỉnh sai số hay tốc độ điều chỉnh

δ, các giá trị này đều âm và có ý nghĩa thống kê. Giá trị δ chỉ ra tốc độ điều

chỉnh trở lại mức trung bình của lãi suất tiền gửi và cho vay đến các giá trị

cân bằng dài hạn của nó. Độ trễ điều chỉnh trung bình cho ta thấy tốn khoảng

0,6 đến 3,8 tháng để các biến lãi suất huy động tiền gửi và cho vay điều

chỉnh về giá trị trung bình của chúng.

3.3. Kết quả truyền dẫn lãi suất tái chiết khấu

Từ tháng 3/2011 NHNH chuyển sang điều hành lãi suất theo trần lãi suất huy

động, lãi suất cơ bản được NHNN giữ cố định ở mức 9% cho đến hiện nay.

Do trần lãi suất huy động được NHNN áp dụng trong một thời gian ngắn nên

biến trần lãi suất huy động chưa có tính dừng cũng như không có mối liên hệ

đồng liên kết với các chuỗi lãi suất huy động và cho vay. Vì vậy không thể

chạy mô hình truyền dẫn theo chuỗi thời gian đối với biến trần lãi suất huy

động (chạy OLS và ECM). Trong quá trình làm luận văn này tác giả cũng

chạy thử nghiệm mô hình truyền dẫn ARDL đố với biến trần lãi suất huy

động. Ưu điểm của mô hình ALDL là nó được sử dụng đối với các chuỗi dữ

liệu thời gian không dừng ở chuỗi gốc và giữa các chuỗi này không có mối

liên hệ đồng liên kết. Tuy nhiên kết quả đo lường đối với biến trần lãi suất

huy động theo mô hình ARDL vẫn không có ý nghĩa.

Vì vậy để có thêm kết quả so sánh, đánh giá mức độ truyền dẫn lãi suất cơ

bản tác giải chạy thêm mô hình truyền dẫn đối với biến lãi suất tái chiết khấu

của NHNN với cùng khoảng thời gian từ tháng 1/2007-12/2013. Thực hiện

các bước kiểm tra tính dừng, kiểm tra mối liên hệ đồng liên kết, xác định độ

trễ của lãi suất tái chiết khấu với biến lãi suất huy động và cho vay tương tự

như các bước đã thực hiện đối với biến lãi suất cơ bản, cho kết quả như sau:

- Lãi suất tái chiết khấu không dừng ở chuỗi dữ liệu gốc mà dừng ở chuỗi sai

phân bậc 1.

- Lãi suất tái chiết khấu có mối liên hệ đồng liên kết mạnh với các biến tất cả

các biến lãi suất huy động tiền gửi và cho vay thể hiện qua việc tất cả các cặp

lãi suất điều có 2 mối quan hệ đồng liên kết. Đối với biến lãi suất cơ bản

không có mối liên hệ đồng liên kết với biến TG1T và TG6T. Ngoài ra khi xét

tính đồng liên kết còn cho thấy so với lãi suất cơ bản thì biến lãi suất tái chiết

khấu có mối quan hệ đồng liên kết với các biến lãi suất huy động và cho vay

vay tốt hơn.

- Truyền dẫn lãi suất tái chiết khấu đối với biến TG6T, TG12T, CVNH,

CVTDH có 2 trễ bằng với lãi suất cơ bản, riêng biến TG18T và TG24T có 03

trễ, nhiều hơn lãi suất cơ bản 1 trễ.

3.3.1. Đo lƣờng mức độ truyền dẫn của lãi suất tái chiết khấu trong dài hạn

Bảng 3.7: Kết quả truyền dẫn lãi suất tái chiết khấu trong dài hạn

Chuỗi Coefficient R-squared t-Statistic Prob. Durbin- Watson stat

0.942048 0.682050 13.26280 0.0000 0.375938 TG1T

0.821558 0.702014 13.89894 0.0000 0.407090 TG6T

0.764222 0.729973 14.88870 0.0000 0.522474 TG12T

0.554856 0.601807 11.13239 0.0000 0.393913 TG18T

0.555788 0.609339 11.30932 0.0000 0.399017 TG24T

0.960679 0.767655 16.45973 0.0000 0.513489 CVNH

Nguồn: Tính toán của tác giả

Ghi chú: Mức độ truyền dẫn được đo lường bởi hệ số Coefficient

Đo lường ở mức ý nghĩa 5%.

Từ bảng kết quả 3.7 cho thấy trong dài hạn sự truyền dẫn của lãi suất tái

chiết khấu vào lãi suất huy động và lãi suất cho vay là không hoàn toàn và

dao động từ 0.554856 đến 0.960679. Mức độ truyền dẫn của lãi suất tái chiết

khấu vào biến TG1T và biến CVNH là khá tốt lần lượt là 0.942048 và

0.960679. Tuy nhiên so với biến lãi suất cơ bản thì mức độ truyền dẫn lãi

suất tái chiết khấu vào các biến lãi suất huy động tiền gửi và cho vay là thấp

hơn.

0.861547 0.690763 13.53399 0.0000 0.444391 CVTDH

Hệ số Durbin-Watson trong bảng kết quả truyền dẫn lãi suất tái chiết khấu

cao hơn trong kết quả truyền dẫn lãi suất cơ bản. Điều này cho thấy các biến

trong truyền dẫn lãi suất tái chiết khấu có tính tự tương qua cao hơn trong

truyền dẫn lãi suất cơ bản.

Hệ số R-squared trong truyền dẫn lãi suất tái chiết khấu cao hơn trong truyền

dẫn lãi suất cơ bản cho thấy lãi suất tái chiết khấu giải thích biến động lãi

suất huy động và cho vay khá tốt hơn lãi suất cơ bản. Điều này khá phù hợp

diễn biến thị trường tiền tệ Việt Nam, mặc dù lãi suất cơ bản và lãi suất tái

chiết khấu cùng do NHNN công bố, nhưng lãi suất cơ bản mang tính hành

chánh mệnh lệnh nhiều hơn, còn lãi suất tái chiết khấu mang tính thị trường

hơn.

3.3.2 Đo lƣờng mức độ truyền dẫn của lãi suất tái chiết khấu trong ngắn hạn

Bảng 3.8: Kết quả truyền dẫn lãi suất tái chiết khấu trong ngắn hạn.

Chuỗi β0 t-value Prob t_value Prob MAL 

0.364947 3.969520 0.0002 TG1T

0.323872 4.037767 0.0001 -0.145371 -2.185396 0.0320 4.651051 TG6T

0.351711 4.232398 0.0001 -0.269253 -3.287526 0.0015 2.407732 TG12T

0.264682 3.507607 0.0008 -0.261833 -3.234682 0.0018 2.808347 TG18T

0.263795 3.550735 0.0007 -0.266393 -3.262669 0.0017 2.763605 TG24T

0.703910 7.055851 0.0000 -0.286787 -2.871895 0.0053 1.032439 CVNH

Nguồn tính toán của tác giả

Ghi chú: MAL thể Độ trễ của sự điều chỉnh trung bình (Hendry 1995)

Mức ý nghĩa 5%

Từ bảng kết quả 3.8 cho thấy trong ngắn hạn sự truyền dẫn lãi suất tái chiết

khấu vào các chuỗi lãi suất huy động tiền gửi và cho vay là không hoàn toàn

và dao động từ 0.263795 đến 0.703910. Đặc biệt là ở các biến lãi suất huy

0.538849 5.735498 0.0000 -0.208485 -2.577093 0.0120 2.211915 CVTDH

động tiền gửi mức truyền dẫn của lãi suất tái chiết khấu là không đáng kể,

trong các biến lãi suất huy đồng tiền gửi thì biến TG12T có mức truyền dẫn

cao nhất là 0.351711. Nhìn chung mức độ truyền dẫn lãi suất tái chiết là khấu

khá thấp và không tốt bằng mức độ truyền dẫn của lãi suất cơ bản.

Điều này phù hợp với chính sách điều hành lãi suất của NHNN và diễn biến

thực tế của lãi suất trên thị trường trong những năm qua. Do lãi suất cơ bản

là công cụ mạnh được NHNH sử dụng nhằm tác động trực tiếp đến lãi suất

huy động tiền gửi và lãi suất cho vay trên thị trường. Nối tiếp cơ chế điều

hành lãi suất cơ bản là cơ chế điều hành trần lãi suất huy động được NHNN

áp dụng trong thời gian qua đã phát huy hiệu quả đáng kể đã kéo giảm lãi

suất tiền gửi và cho vay, đưa thị trường lãi suất đi vào ổn định, giúp kiềm chế

lạm phát, hỗ trợ sản xuất kinh doanh. Trong khi đó lãi suất tái chiết khấu như

là công cụ hỗ trợ cùng với công cụ trần lãi suất nhằm điều tiết thị trường tiền

tệ thời gian qua.

Tóm tắt chƣơng 3

Chương này đề xuất mô hình nghiên cứu truyền dẫn lãi suất trong ngắn hạn

và trong dài hạn. Tiếp đến là thực hiện các bước kiểm định để phục vụ cho

việc chạy mô hình hồi quy như kiểm định tính dừng, xác định bậc tích hợp,

kiểm định tính đồng liên kết và xác định độ trễ.

Phần cuối của chương này là đo lường kết quả truyền dẫn lãi suất cơ bản và

lãi suất tái chiết khấu trong ngắn hạn và trong dài hạn.

PHẦN KẾT LUẬN VÀ KIẾN NGHỊ

Chính sách lãi suất là công cụ quan trọng để thực hiện chính sách tiền tệ

quốc gia của NHNN. Trong từng thời kỳ NHNN có cơ chế điều hành lãi suất

chủ đạo nhằm hướng tới mục tiêu, ổn định kinh tế vĩ mô, kìm chế lạm phát,

ổn định thị trường tiền tệ nhằm hỗ trợ sản xuất thúc đẩy tăng trưởng kinh tế.

Dựa trên cơ sở cơ chế điều hành lãi suất của NHNN, xu hướng cung - cầu

vốn thị trường, mức độ chấp nhận rủi ro, các NHTM công bố lãi suất huy

động tiền gửi và cho vay của mình. Trong bài luận văn này tác giả xem xét

sự truyền dẫn lãi suất cơ bản của NHNN đến lãi suất huy động tiền gửi và

cho vay của Vietcombank cả trong ngắn hạn và dài hạn. Ngoài ra bài luận

văn cũng đo lường mức độ truyền dẫn lãi suất tái chiết khấu của NHNN đến

lãi suất huy động tiền gửi và cho vay để đánh giá, so sánh với mức độ truyền

dẫn lãi suất cơ bản.

Việc xử lý số liệu và chạy mô hình truyền dẫn trong ngắn hạn và dài hạn

được thực hiện dựa trên phần mềm Eviews 6.0. Kết quả bài nghiên cứu cho

thấy:

Mức độ truyền dẫn lãi suất cơ bản trong dài hạn là hoàn toàn, trong ngắn hạn

chỉ có biến lãi suất huy động kỳ hạn 1 tháng và biến lãi suất cho vay ngắn

hạn là có mức truyền dẫn hoàn toàn. Các biến lãi suất huy động các kỳ hạn

còn lại và biến cho vay trung dài hạn tuy có mức truyền dẫn khá cao nhưng

không hoàn toàn, dao động trong khoảng 0.722110 đến 0.954177.

- Mức độ truyền dẫn lãi suất tái chiết khấu thì thấp hơn mức độ truyền dẫn lãi

suất cơ bản và không hoàn toàn.

- Sự truyền dẫn lãi suất cơ bản và lãi suất tái chiết khấu trong dài hạn thì cao

hơn trong ngắn hạn và truyền dẫn lãi suất cho vay thì cao hơn lãi suất huy

động tiền gửi.

- Chuỗi dữ liệu của biến trần lãi suất huy động còn ngắn, hiện biến này không

có tính dừng và cũng không có mối liên hệ đồng liên kết với các biến lãi suất

tiền gửi và lãi suất cho vay nên chưa đo lường được mức độ truyền dẫn.

Với những kêt quả đo lường cho thấy được vai trò và mức độ truyền dẫn của

yếu tố lãi suất cơ bản, lãi suất tái chiết khấu trong việc định hướng và điều

hành thị trường tiện tệ thông qua kênh lãi suất.

Vấn đề đặt ra với NHNN Việt Nam là đến khi nào xóa bỏ cơ chế điều hành

lãi suất cơ bản và trần lãi suất huy động như hiện nay.

Diễn biến trên thị trường tiền tệ Việt Nam hiện nay cho thấy lãi suất huy

động và cho vay của các NHTM có sự chênh lệch đáng kể cả lãi suất tiền gửi

và lãi suất cho vay giữa các nhóm NHTM khác nhau. Điều đó cho thấy sự

đánh giá khách quan về niềm tin, về độ rủi ro… của người gửi tiền, của thị

trường vào các NHTM. Trên thực tế, tiến trình tái cơ cấu NHTM Việt Nam

mới đạt kết quả bước đầu, tỷ lệ nợ xấu đã giảm, một số NHTM yếu kém đã

được thu gọn… Nhưng vẫn còn nhiều việc phải làm trên cả góc độ quản lý

nhà nước, điều hành chính sách và quản trị kinh doanh ngân hàng. Một số

NHTMCP nợ xấu vẫn còn cao, năng lực tài chính hạn chế, nếu hạch toán và

trích lập dự phòng rủi ro đầy đủ thì các ngân hàng này có thể rơi vào thua lỗ.

Thị trường liên ngân hàng chưa thực sự có niềm tin đối với một số NHTMCP

đang tiếp tục phải cơ cấu lại bởi trong giai đoạn khủng hoảng thanh khoản

2010 – 2011, một số NHTMCP đã không trả được các khoản vay liên ngân

hàng đúng hạn cho ngân hàng đối tác cho vay. Môi trường cạnh tranh hoạt

động ngân hàng hiện nay vẫn chưa thật sự lành mạnh, chưa thực sự bình

đẳng nên cần có công cụ quản lý, điều hành để đảm bảo sự ổn định vĩ mô,

đảm bảo quyền lợi cho cả người gửi tiền và vay người vay vốn.

Kinh nghiệm quốc tế thời gian qua cho thấy, Trung Quốc là nền kinh tế mở

cửa và hội nhập sớm hơn Việt Nam nhưng đến nay Ngân hàng Trung ương

nước này vẫn quy định trần lãi suất tiền gửi và sàn lãi suất cho vay. Điều này

giúp Trung Quốc thực hiện mục tiêu quản lý và điều hành chính sách tiền tệ

của mình một cách hiệu quả. Trong khi đó, hệ thống ngân hàng Việt Nam

vẫn đang trong tiến trình hội nhập với khu vực và quốc tế, các điều kiện chưa

chín muồi cho tự do hóa lãi suất. Tuy nhiên, trong đợt điều chỉnh lãi suất

theo thông tư số 07/2014/TT-NHNN ngày 17/3/2014, NHNN đã không quy

định trần lãi suất tiền gửi cho kỳ hạn từ 12 tháng trở xuống như trước đây,

mà lùi về cho kỳ hạn từ dưới 6 tháng trở xuống. Đường cong lãi suất trên thị

trường đang được tái lập rất rõ, cụ thể là thời hạn càng dài, lãi suất càng cao.

Thay đổi trong điều hành lãi suất nói trên của NHNN đang tác động tích cực

đến cơ cấu tiền gửi theo kỳ hạn tại các NHTM. Nguồn vốn huy động có kỳ

hạn từ 12 tháng của các NHTM được gia tăng hơn. Nhiều người lựa chọn gửi

kỳ hạn tới 24 và 36 tháng vì dự báo lãi suất sẽ tiếp tục giảm. Lãi suất huy

động kỳ hạn dài chênh lệch kỳ hạn ngắn từ 1,6%-2,6%/năm, đường cong lãi

suất trở về đúng với bản chất vốn có của nó.

Ngoài ra, Ngân hàng Trung ương các nền kinh tế phát triển, như: FED, BOE,

BOJ, BOT… vẫn công bố lãi suất chủ đạo của mình, làm định hướng cho thị

trường tiền tệ. Tại Việt Nam, lãi suất cơ bản do nhiều nguyên nhân khác

nhau mà lãi suất chưa phát huy được huy tác dụng mạnh mẽ như kỳ vọng, thì

việc NHNN quy định trần lãi suất tiền gửi cho các kỳ hạn từ dưới 6 tháng trở

xuống là một công cụ điều hành cần thiết và phù hợp trong điều kiện cụ thể

của Việt Nam giai đoạn hiện nay.

Nhìn vào diễn biến thị trường tiền tệ trong những năm qua cho thấy sự thành

công về tính quyết đoán, tính dự báo sát thực tiễn cũng như sự chủ động điều

hành dẫn dắt thị trường tiền tệ của NHNN. Lãi suất tiền gửi Việt nam đồng

đã giảm từ mức 14%/năm kỳ hạn 1 tháng (năm 2012) đã giảm xuống còn

5%-6%/năm như hiện nay đã chứng tỏ sự thành công trong thực thi chính

sách tiền tệ. Lãi suất giảm mạnh, tình trạng đô la hóa và vàng hóa nền kinh tế

bị đẩy lùi, tỷ lệ nợ xấu giảm, chất lượng tín dụng tăng lên, lạm phát giảm, dự

trữ ngoại hối quốc gia vượt 12 tuần nhập khẩu… Đạt được kết quả này là

nhờ vào sự linh hoạt và cả sự kiên định trong điều hành các công cụ chính

sách tiền tệ, trong quản lý hoạt động ngân hàng của nước ta thời gian qua.

Nhìn chung, việc điều hình chính sách lãi suất cơ bản và trần lãi suất huy

động của NHNN đã đạt được những kết quả quan trọng trong những năm

qua, tuy nhiên vẫn có những hạn chế nhất định vì đây là những công cụ mang

tính chất hành chánh. Thị trường tài chính Việt Nam ngày càng phát triển,

nền kinh tế Việt Nam ngày càng hội nhập sâu rộng với nền kinh tế thế giới.

Chính sách điều hành lãi suất của NHNN Việt Nam trong thời gian tới là cần

hướng tới điều hành lãi suất mang tính định hướng thị trường trên cơ sở để

lãi suất vận hành theo cung cầu vốn trên thị trường. NHNN cần hình thành

đồng bộ các mức lãi suất chỉ đạo, như lãi suất cơ bản, lãi suất tái cấp vốn, lãi

suất chiết khấu, lãi suất cho vay qua đêm và lãi suất nghiệp vụ thị trường mở.

Các công cụ lãi suất này phải được tính toán một cách khách quan, khoa học,

phù hợp với diễn biến thị trường nhằm chủ động điều tiết định hướng thị

trường tiền tệ, góp phần thực hiện thành công chính sách tiền tệ.

Ngoài ra quan điểm của tác giả là vẫn phải có quy định về lãi suất trần trong

Bộ Luật dân sự để tránh tình trạng cho vay nặng lãi trong xã hội, đồng thời

các NHTM vẫn phải tuân thủ quy định trần lãi suất trong hoạt động tín dụng

của mình. Từ đó xin có một số kiến nghị như sau:

- Lãi suất cơ bản cần được tính toán khách quan, khoa học theo sát mặt bằng

lãi suất thị trường. Luật NHNN đã giao cho NHNN nhiệm vụ tính toán mức

lãi suất cơ bản thì NHNN nên công khai nguồn số liệu tính toán. Tuy nhiên,

để lãi suất cơ bản mang tính thị trường thì NHNH nên giao nhiệm vụ này cho

Hiệp hội ngân hàng tính toán dựa trên quan hệ cung – cầu về vốn trên thị

trường.

- Hai là, Quốc hội cần xem xét lại mức trần 150% của Bộ Luật dân sự. Cần

phải có nghiên cứu khảo sát các chủ thể có liên quan đến quan hệ vay mượn

tài sản trong xã hội, bao gồm các chủ thể cho vay như NHTM, các công ty

tài chính, các cửa hiệu cầm đồ, các chủ thể đi vay như cá nhân, doanh

nghiệp… để từ đó điều chỉnh mức lãi suất trần cho phù hợp với từng nhóm

chủ thể và quan hệ vay mượn trên thị trường.

- Riêng đối với việc điều hành lãi suất trong ngắn hạn, NHNN cần tiếp tục quy

định trần lãi suất tiền gửi và giới hạn lãi suất cho vay một số đối tượng ưu

tiên nhằm thực hiện mục tiêu điều hành chính sách tiền tệ. Đồng thời, NHNN

căn cứ vào kết quả của tiến trình tái cơ cấu NHTM, căn cứ vào diễn biến CPI

và tăng trưởng tín dụng, nếu với các diễn biến thuận lợi, thì cuối năm 2014

hoặc đầu năm 2015, có thể lùi về chỉ quy định trần lãi suất tiền gửi cho các

kỳ hạn từ dưới 3 tháng.

- NHNN cần tiếp tục phối hợp chặt chẽ giữa điều hành lãi suất với các công cụ

khác của chính sách tiền tệ, đặc biệt là kiên trì ổn định tỷ giá, quản lý chặt

chẽ thị trường vàng và ngoại tệ. Bên cạnh đó, cần tiếp tục tập trung giải

quyết nợ xấu của hệ thống NHTM, đẩy mạnh tái cơ cấu các NHTM yếu kém.

Đây là tiền đề quan trọng cho giảm lãi suất và ổn định thị trường tiền tệ trong

thời gian tới nhằm hỗ trợ sản xuất, thúc đẩy tăng trưởng kinh tế.

- Kết quả hệ số truyền vào lãi suất cho vay tại Vietcobank khá cao, do đó mỗi

khi ngân hàng nhà nước nâng lãi suất cơ bản hay lãi suất tái chiết khấu cho

thấy việc truyền dẫn của lãi suất điều hành chưa tốt, điều này gây khó khăn

lớn cho các doanh nghiệp cũng như dễ tạo ra các cú sốc cho nền kinh tế.

- Hệ số truyền dẫn lãi suất tái chiết khấu vào lãi suất tiền gửi và lãi suất cho

vay tại Vietcombank khá thấp điều này cho thấy công cụ lãi suất tái chiết

khấu không theo sát mức biến động của lãi suất trên thị trường, từ đó dẫn đến

hiệu quả của chính sách điều hành lãi suất của ngân hàng nhà nước thấp. Vì

vậy ngân hàng nhà nước cần căn cứ vào cung cầu vốn trên thị trường để tính

toán mức lãi suất tái chiết khấu phù hợp, sát với thị trường từ đó giúp nâng

cao hiệu quả của truyền dẫn lãi suất tái chiết khấu cũng hiệu quả của chính

sách điều hành lãi suất.

Kiến nghị đối với Ngân hàng TMCP Ngoại Thương Việt Nam:

- Hệ số truyền dẫn lãi suất cơ bản của Vietcomank trong dài hạn khá cao, điều

này cho thấy hiệu quả của việc sử dụng vốn tại Vietcombank chưa cao,

Vietcombank cần tập trung tiết giảm chi phí sử dụng vốn, điều chỉnh linh

hoạt các kỳ hạn lãi suất huy động cũng như cho vay nhằm truyền dẫn lãi suất

điều hành tốt hơn và theo sát với thị trường hơn. Từ đó giúp tiết giảm chi phí

cho doanh nghiệp cũng như nâng cao hiệu quả hoạt động huy động vốn và

cho vay của Vietcombank.

- Hệ số truyền dẫn lãi suất tái chiết khấu tại Vietcombank khá thấp cho thấy

Vietcombank chú trọng vào việc huy động vốn trong dân cư và doanh

nghiệp, Vietcombank chưa đang dạng hóa nguồn vốn huy động, chưa tận

dụng được kênh huy động từ việc tái chiết khấu. Vì vậy Vietcombank cần

xây dựng cơ chết huy động vốn đa dạng trên cơ sở tính toán sao cho chi phí

huy động vốn thấp nhất từ đó hạ lãi suất cho vay đầu ra nhằm gia tăng cạnh

tăng trên thị trường, giúp đẩy mạnh tăng trưởng tín dụng đồng thời giúp cộng

đồng doanh nghiệp tiết giảm chi phí nâng cao năng lực sản xuất, kinh doanh.

- Hệ số truyền dẫn lãi suất huy động của Vietcobank trong ngắn hạn khá cao,

trong khi hệ số truyền dẫn lãi suất huy động trong dài hạn khá thấp điều này

cho thấy Vietcombank khá chú trọng vào việc huy động nguồn vốn ngắn hạn,

trong khi nguồn vốn huy động dài hạn mang lại tính ổn định vừa đảm bảo

tính thanh khoản vừa đáp ứng vốn cho những dự án đầu lớn do Vietcombank

tài trợ vốn. Từ đó cho thấy Vietcombank nên thiết lập cơ cấu huy động vốn

cho cân đối và phù hợp nhằm giúp Vietcombank cân đối nguồn vốn cho vay

cũng như đảm bảo tính thanh khoản tốt.

- Hệ số truyền dẫn lãi suất cho vay trong dài hạn tại Vietcombank khá cao điều

này cho thấy tính ổn định đối với lãi suất cho vay trong dài hạn tại

Vietcombank chưa tốt từ đó dẫn đến khó khăn cho các doanh nghiệp vay vốn

lớn và dài hạn. Vì vậy Vietcombank cần xây dựng cơ chế dư báo lãi suất tốt

hơn để có chính sách lãi suất dài hạn hợp lý và linh hoạt nhằm ít gây biến

động mạnh đối với doanh nghiệp vay trung dài hạn.

DANH MỤC TÀI LIỆU THAM KHẢO

-------------------

TÀI LIỆU TIẾNG VIỆT

1. Bùi Dương Hải “Hướng dẫn sử dụng Eviews thực hành kinh tế lượng”.

2. Chương trình giảng dạy kinh tế Fulbright, “Kinh tế lượng cơ sở-Các phương

pháp định lượng II-Chương 21: Chuỗi thời gian trong kinh tế lượng”.

3. Công trình dự thi giải thưởng nghiên cứu khoa học sinh viên nhà kinh tế trẻ

năm 2012 “Xem xét sự truyền dẫn lãi suất, quy luật chính sách tiền tệ và sự ổn

định vĩ mô ở Việt Nam”.

4. Đào Hùng và cộng sự (2013) “Nhìn lại chính sách tiền tệ (2011-2012) gợi ý

chính sách tiền tệ những năm tiếp theo”.

5. Luật Ngân Hàng Nhà Nước năm 1997.

6. Luật Ngân Hàng Nhà Nước năm 2010.

7. Nguyễn Cao Hoàng, 2014. “Bàn thêm về điều hành lãi suất đối với thị trường

tiền tệ”. Tạp Chí Tài Chính số 4-2014.

8. Nguyễn Đình Luận, 2013. “Cơ chế điều hành lãi suất của Ngân hàng Nhà

nước Việt Nam và đề xuất các chính sách”. Tạp chí Phát Triển và Hội Nhập số

11(21)-Tháng 07-8/2013.

9. Nguyễn Ngọc Bảo “Một số vấn đề về cơ chế điều hành lãi suất hiện nay của

Ngân hàng Nhà nước đối với ổn định thị trường tiền tệ". Website

www.vnba.org.vn thứ hai, ngày 28/11/2011.

10. Nguyễn Thị Ngọc Thanh chủ biên, 2013 “Bài tập kinh tế lượng”.

11. Nguyễn Thùy Liên, 2012 “Mức độ truyền dẫn của lãi suất cơ bản vào lãi suất

bán lẻ giai đoạn 2007-2012”.

12. Phùng Thanh Bình “Hướng dẫn sử dụng Eviews 6.0”.

13. Trần Ngọc Thơ, Nguyễn Hữu Tuấn, 2013. “Cơ chế truyền dẫn chính sách tiền

tệ ở Việt Nam tiếp cận theo mô hình SVAR”. Tạp chí Phát Triển và Hội Nhập

Số 10 (20) - Tháng 05-06/2013.

TÀI LIỆU TIẾNG ANH

1. Chong, B. S., Liu, M.H., Shrestha, K. (2005), “Monetary transmission via the administered interest rate chanel”. Journal of Banking and Finance, Forthecoming.

2. De Bondt, G., (2005) "Retail bank interest rate pass-through: New evidence at

the euro area level”.

3. Harald Sander, Stefanei Kleimeier, (2006) “Expected versus upexpected monetary policy impulses and interest rate pass through in Euro-Zone’s retail banking markets”. Journal of Banking and Finance, 30, 1839-1870.

4. Ming –Hua Liu, Dimitri and Alireza Tourani-Rad, (2005), “Monetary Policy Transparency and Pass-Through of Retail Interest Rates”. Enterprise Inovation, Research paper series Faculty of Business ISSN Number 1176- 1997.

5. Sarno, L., Thornton, D.L., (2003) “The dynamic relationship between the federal funds rate and the treasury bill rate: An empirical investigation”. Journal of Banking and Finance 27, 1079-1110.

PHỤ LỤC 01

BẢNG LÃI SUẤT HUY ĐỘNG VÀ CHO VAY DO VIETCOMBANK CÔNG BỐ GIAI

ĐOẠN 2007-2013

2007

2008

2009

TG6M 7.56 7.56 7.56 7.56 7.56 7.56 7.56 7.56 7.56 7.56 6.84 6.84 6.84 9.12 11.16 12.6 14 17 17.5 17.5 17.3 17.2 12.5 7.8 7.32 7.32 7.44 7.68 7.68 7.68 8.04 8.28 8.52 8.76 9.9 10.44 10.49 TG12M 8.28 8.28 8.28 8.28 8.28 8.28 8.28 8.28 8.28 8.28 7.32 7.32 7.32 9.84 11.04 13.2 14 17.5 17.5 17.5 17 16.2 13.5 7.8 7.58 7.56 7.8 8.04 8.04 8.04 8.4 8.52 8.76 9.12 9.96 10.46 10.49 TG18 M 8.52 8.52 8.52 8.52 8.52 8.52 8.52 8.52 8.52 8.52 7.44 7.44 7.44 9.96 9.96 12 14 15 17.5 17.5 15 12.84 10.92 7.8 7.68 7.68 7.8 8.04 8.04 8.04 8.4 8.52 8.76 9.12 9.96 10.49 10.49 NĂM THÁNG TG1M 1 2 3 4 5 6 7 8 9 10 11 12 1 2 3 4 5 6 7 8 9 10 11 12 1 2 3 4 5 6 7 8 9 10 11 12 1 6 6 6 6 6 6 6 6 6 6 5 5 5 8.64 11.04 12.6 14 15.5 17.5 17.5 16.8 16.8 11 6.96 6.24 6.6 6.84 6.96 6.96 6.96 7.32 7.44 7.8 8.28 9.6 10.12 10.49 2010 TG 24 8.4 8.4 8.4 8.4 8.4 8.4 8.4 8.4 8.4 8.4 7.44 7.44 7.44 9.96 9.96 12 14 15 17.5 17.5 15 12.6 10.8 7.8 7.8 7.8 7.8 8.16 8.16 8.16 8.52 8.64 8.88 9.5 9.96 10.49 10.49 CVNG CVTDH 10.02 10.02 10.02 10.02 10.02 10.02 10.02 10.02 10.02 10.02 10.02 10.02 10.02 15 19.2 15 18 21 21 21 19.5 18.5 16 12.75 10.44 10.44 10.44 10.44 10.44 10.44 10.44 10.44 10.44 10.5 10.5 10.5 10.5 12 12 12 12 12 12 12 12 12 12 12 12 12 16.8 20.4 16.8 18 21 21 21 19.5 19.5 16.5 12.75 10.5 10.5 10.5 10.5 10.5 10.5 10.5 10.5 10.5 10.5 10.5 10.5 10.5

2011

2012

2013

2 3 4 5 6 7 8 9 10 11 12 1 2 3 4 5 6 7 8 9 10 11 12 1 2 3 4 5 6 7 8 9 10 11 12 1 2 3 4 5 6 7 10.49 10.49 10.8 11 11 11 10.8 10.8 11.6 11.6 14 14 14 14 14 14 14 14 14 14 14 14 14 14 14 13 12 11 9 9 9 9 9 9 8 8 8 7.5 7.3 6 6 5 10.49 10.49 11.5 11.5 11.5 11.2 11 11 12 12 12 12 14 14 14 14 14 14 14 14 14 14 14 14 14 13 12 11 9 9 9 9 9 9 8 8 8 7.5 7.5 7 7 7 10.49 10.49 11.3 11.5 11.5 11.2 11 11 11 12 12 12 12 14 14 14 14 14 14 14 14 14 14 14 14 13 12 11 10.5 10.5 9.5 9.2 10.5 10.5 10.5 9.8 9.8 9.5 9.5 8 8 7 10.49 10.49 11 11.5 11.5 10.5 10.5 11 11 12 12 12 12 12 12 12 12 12 12 12 12 12 12 12 14 13 12 10.5 10 10 9.5 9.2 10 10 10 10 10 9.5 9.5 7.5 7.5 7.5 10.49 10.49 11 11 11 10.5 10.5 11 11 12 12 12 12 12 12 12 12 12 12 12 12 12 12 12 14 13 12 10.5 10 10 9.5 9.2 10 10 10 10 10 9.5 9.5 7.5 7.5 7.5 12 12 13 13.92 13.2 13.1 13.1 13.08 13.08 15.24 16.8 16.8 16.8 17.6 18.5 19.5 19.5 19.2 18 18 18 17.6 17 17 17 17 15.8 13.5 13.5 13.5 13.5 13 13 13 13 11.2 11.2 11.2 11.2 10.7 10.7 10.7 12 12 14 14.5 14.7 14.65 14.65 14.6 14.6 16.8 17.88 17.88 17.88 18 19 20 20 19.8 19 19 19 18 18 18 17.8 17.8 16.5 15 15 15 15 14.5 14.5 14.5 14.5 13.2 13.2 13.2 13.2 12.7 12.7 12.4

8 9 10 11 12 5 5 5 5 5 7 7 7 7 7 7 7 7 7 7 7.5 7.5 7.5 7.5 7.5 7.5 7.5 7.5 7.5 7.5 10.5 10.5 10.5 10.5 10.5 12 12 12 12 12

PHỤ LỤC 02

BẢNG LÃI SUẤT CƠ BẢN DO NGÂN HÀNG NHÀ NƢỚC CÔNG BỐ

Lãi suất cơ bản (%/năm) Văn bản quyết định Ngày áp dụng

9 2868/QĐ-NHNN ngày 29/11/2010 01-12-2010

9 2619/QĐNHNN ngày 05/11/2010 05-11-2010

8 2561/QĐ-NHNN ngày 27/10/2010 01-11-2010

8 2281/QĐ-NHNN ngày 27/09/2010 01-10-2010

8 2024/QĐ-NHNN ngày 25/08/2010 01-09-2010

8 1819/QĐ-NHNN ngày 27/07/2010 01-08-2010

8 1565/QĐ-NHNN ngày 24/06/2010 01-07-2010

8 1311/QĐ-NHNN ngày 31/05/2010 01-06-2010

8 1011/QĐ-NHNN ngày 27/04/2010 01-05-2010

8 618/QĐ-NHNN ngày 25/03/2010 01-04-2010

8 353/QĐ-NHNN ngày 25/02/2010 01-03-2010

8 134/QĐ-NHNN ngày 25/01/2010 01-02-2010

8 2665/QĐ-NHNN ngày 25/11/2009 01-12-2009

7 2459/QĐ-NHNN ngày 28/10/2009 01-11-2009

7 2232/QĐ-NHNN ngày 24/09/2009 01-10-2009

7 2024/QĐ-NHNN ngày 26/08/2009 01-09-2009

7 1811/QĐ-NHNN ngày 30/07/2009 01-08-2009

7 1539/QĐ-NHNN ngày 30/06/2009 01-07-2009

7 1250/QĐ-NHNN ngày 22/05/2009 01-06-2009

7 1015/QĐ-NHNN ngày 29/04/2009 01-05-2009

7 626/QĐ-NHNN ngày 24/03/2009 01-04-2009

7 378/QĐ-NHNN ngày 24/02/2009 01-03-2009

7 172/QĐ-NHNN ngày 23/01/2009 01-02-2009

8.5 3161/QĐ-NHNN ngày 19/12/2008 22-12-2008

10 2948/QĐ-NHNN ngày 03/12/2008 05-12-2008

11 2809/QĐ-NHNN ngày 20/11/2008 21-11-2008

12 2559/QĐ-NHNNngày 03/11/2008 05-11-2008

13 2316/QĐ-NHNN ngày 20/10/2008 21-10-2008

14 2131/QĐ-NHNN ngày 25/09/2008 01-10-2008

14 1906/QĐ-NHNN ngày 29/08/2008 01-09-2008

14 1434/QĐ-NHNN ngày 26/6/2008 01-07-2008

14 1317/QĐ-NHNN ngày 10/06/2008 11-06-2008

12 1257/QĐ-NHNN ngày 30/05/2008 01-06-2008

12 1099/QĐ-NHNN ngày 16/05/2008 19-05-2008

8.75 978/QĐ-NHNN ngày 29/04/2008 01-05-2008

8.75 689/QĐ-NHNN ngày 31/03/2008 01-04-2008

8.75 479/QĐ-NHNN ngày 29/02/2008 01-03-2008

8.75 305/QĐ-NHNN ngày 30/01/2008 01-02-2008

8.25 3096/QĐ-NHNN ngày 31/12/2007 01-01-2008

8.25 2881/QĐ-NHNN ngày 30/11/2007 01-12-2007

8.25 2538/QĐ-NHNN ngày 31/10/2007 01-11-2007

8.25 2265/QĐ-NHNN ngày 28/09/2007 01-10-2007

8.25 2018/QĐ-NHNN ngày 30/08/2007 01-09-2007

8.25 1787/QĐ-NHNN ngày 31/07/2007 01-08-2007

8.25 1546/QĐ-NHNN ngày 29/06/2007 01-07-2007

8.25 1143/QĐ-NHNN ngày 29/05/2007 01-06-2007

8.25 908/QĐ-NHNN ngày 27/04/2007 01-05-2007

8.25 632/QĐ-NHNN ngày 29/03/2007 01-04-2007

8.25 424/QĐ-NHNN ngày 27/02/2007 01-03-2007

8.25 298/QĐ-NHNN ngày 31/01/2007 01-02-2007

8.25 2517/QĐ-NHNN ngày 29/12/2006 01-01-2007

PHỤ LỤC 03

BẢNG LÃI SUẤT TÁI CHIẾT KHẤU DO NGÂN HÀNG NHÀ NƢỚC CÔNG BỐ

Văn bản quyết định Ngày áp dụng Lãi suất tái chiết khấu (%/năm)

4.5 496/QĐ-NHNN ngày 1/03/2014 18-03-2014

5 1073/QĐ-NHNN ngày 10/05/2013 13-05-2013

6 643/QĐ-NHNN ngày 25/03/2013 26-03-2013

7 2646/QD-NHNN ngày 21/12/2012 24-12-2012

8 1289/QĐ-NHNN ngày 29/06/2012 01-07-2012

9 1196/QĐ-NHNN ngày 8/06/2012 11-06-2012

10 1081/QĐ-NHNN ngày 25/05/2012 28-05-2012

11 693/QĐ-NHNN ngày 10/04/2012 11-04-2012

12 407/QĐ-NHNN ngày 12/03/2012 13-03-2012

13 929/QĐ-NHNN ngày 29/04/2011 01-05-2011

12 379/QĐ-NHNN ngày 08/03/2011 08-03-2011

7 447/TB-NHNN ngày 29/11/2010 01-12-2010

7 2620/QĐNHNN ngày 05/11/2010 05-11-2010

6 402/TB-NHNN ngày 27/10/2010 01-11-2010

6 352/TB-NHNN ngày 27/9/2010 01-10-2010

6 316/TB-NHNN ngày 25/08/2010 01-09-2010

6 316/TB-NHNN ngày 25/8/2010 01-09-2010

6 220/TB-NHNN ngày 24/06/2010 10-08-2010

6 259/TB-NHNN ngày 27/7/2010 01-08-2010

6 189/TB-NHNN ngày 31/5/2010 01-06-2010

6 26/TB-NHNN ngày 26/01/2010 01-02-2010

6 2664/QĐ-NHNN ngày 25/11/2009 01-12-2009

5 2232/QĐ-NHNN ngày 24/09/2009 01-10-2009

5 837/QĐ-NHNN ngày 10/04/2009 10-04-2009

6 173/QĐ-NHNN ngày 23/01/2009 01-02-2009

7.5 3159/QĐ-NHNN ngày 19/12/2008 22-12-2008

9 2949/QĐ-NHNN ngày 3/12/2008 05-12-2008

10 2810/QĐ-NHNN ngày 20/11/2008 21-11-2008

11 2561/QĐ-NHNN ngày 3/11/2008 05-11-2008

12 2318/QĐ-NHNN ngày 20/10/2008 21-10-2008

13 1316/QĐ-NHNN ngày 10/6/2008 11-06-2008

11 1099/QĐ-NHNN ngày 16/05/2008 19-05-2008

11 1098/QĐ-NHNN ngày 16/05/2008 19-05-2008

6 306/QĐ-NHNN ngày 30/01/2008 01-02-2008

4.5 1746/QĐ-NHNN ngày 01/12/2005 01-12-2005

PHỤ LỤC 04: KIỂM ĐỊNH TÍNH DỪNG THEO PHƢƠNG PHÁP AUGMENTED DICKEY-FULLER TEST (ADF)

Augmented Dickey-Fuller test statistic Test critical values:

*MacKinnon (1996) one-sided p-values.

ADF LSCB Null Hypothesis: LSCB has a unit root Exogenous: Constant Lag Length: 1 (Automatic based on SIC, MAXLAG=11) t-Statistic -3.154001 -3.512290 1% level -2.897223 5% level -2.585861 10% level

Augmented Dickey-Fuller Test Equation Dependent Variable: D(LSCB) Method: Least Squares Date: 05/08/14 Time: 21:01 Sample (adjusted): 2007M03 2013M12 Included observations: 82 after adjustments

Std. Error t-Statistic

Prob.* 0.0265 Prob.

Coefficient -0.123544 0.506350 1.097203 0.039171 0.096899 0.351046 -3.154001 5.225561 3.125523 0.0023 0.0000 0.0025

Variable LSCB(-1) D(LSCB(-1)) C

R-squared Adjusted R-squared S.E. of regression Sum squared resid Log likelihood F-statistic Prob(F-statistic)

0.287902 Mean dependent var 0.269874 S.D. dependent var 0.522658 Akaike info criterion 21.58058 Schwarz criterion -61.62102 Hannan-Quinn criter. 15.96991 Durbin-Watson stat 0.000001 0.009146 0.611673 1.576122 1.664173 1.611473 2.137807

ADF D(LSCB)

Null Hypothesis: D(LSCB) has a unit root Exogenous: Constant Lag Length: 0 (Automatic based on SIC, MAXLAG=11) t-Statistic -5.541536 Augmented Dickey-Fuller test statistic Prob.* 0.0001

Test critical values:

*MacKinnon (1996) one-sided p-values.

-3.512290 -2.897223 -2.585861 1% level 5% level 10% level

Augmented Dickey-Fuller Test Equation Dependent Variable: D(LSCB,2) Method: Least Squares Date: 05/19/14 Time: 19:08 Sample (adjusted): 2007M03 2013M12 Included observations: 82 after adjustments

Std. Error t-Statistic

Prob.

Coefficient -0.554765 0.005074 0.100110 0.060867 -5.541536 0.083363 0.0000 0.9338

Variable D(LSCB(-1)) C

R-squared Adjusted R-squared S.E. of regression Sum squared resid Log likelihood F-statistic Prob(F-statistic)

0.277382 Mean dependent var 0.268350 S.D. dependent var 0.551113 Akaike info criterion 24.29802 Schwarz criterion -66.48366 Hannan-Quinn criter. 30.70862 Durbin-Watson stat 0.000000 0.000000 0.644301 1.670333 1.729034 1.693900 2.008631

ADF TG1T

Augmented Dickey-Fuller test statistic Test critical values:

*MacKinnon (1996) one-sided p-values.

Null Hypothesis: TG1T has a unit root Exogenous: Constant Lag Length: 0 (Automatic based on SIC, MAXLAG=8) t-Statistic -0.229022 -3.646342 -2.954021 -2.615817 1% level 5% level 10% level

Augmented Dickey-Fuller Test Equation Dependent Variable: D(TG1T) Method: Least Squares Date: 05/11/14 Time: 14:40 Sample (adjusted): 2011M04 2013M12 Included observations: 33 after adjustments

Std. Error t-Statistic Variable Coefficient Prob.* 0.9249 Prob.

0.026110 0.272694 -0.229022 -0.784292 0.8204 0.4388

TG1T(-1) C -0.005980 -0.213872

R-squared Adjusted R-squared S.E. of regression Sum squared resid Log likelihood F-statistic Prob(F-statistic)

0.001689 Mean dependent var -0.030514 S.D. dependent var 0.523975 Akaike info criterion 8.511054 Schwarz criterion -24.46513 Hannan-Quinn criter. 0.052451 Durbin-Watson stat 0.820356 -0.272727 0.516159 1.603947 1.694645 1.634464 1.546368

ADF D(TG1T)

Augmented Dickey-Fuller test statistic Test critical values:

*MacKinnon (1996) one-sided p-values.

Null Hypothesis: D(TG1T) has a unit root Exogenous: Constant Lag Length: 0 (Automatic based on SIC, MAXLAG=8) t-Statistic -4.395881 -3.653730 -2.957110 -2.617434 1% level 5% level 10% level

Augmented Dickey-Fuller Test Equation Dependent Variable: D(TG1T,2) Method: Least Squares Date: 05/11/14 Time: 14:41 Sample (adjusted): 2011M05 2013M12 Included observations: 32 after adjustments

Std. Error t-Statistic

Prob.* 0.0015 Prob.

0.178246 0.104411 -4.395881 -2.110631 0.0001 0.0432

Variable D(TG1T(-1)) C Coefficient -0.783548 -0.220373

R-squared Adjusted R-squared S.E. of regression Sum squared resid Log likelihood F-statistic Prob(F-statistic)

0.391774 Mean dependent var 0.371500 S.D. dependent var 0.518103 Akaike info criterion 8.052913 Schwarz criterion -23.33080 Hannan-Quinn criter. 19.32377 Durbin-Watson stat 0.000127 0.000000 0.653526 1.583175 1.674784 1.613541 2.108747

ADF TG6T

Augmented Dickey-Fuller test statistic Test critical values:

*MacKinnon (1996) one-sided p-values.

Null Hypothesis: TG6T has a unit root Exogenous: Constant Lag Length: 0 (Automatic based on SIC, MAXLAG=8) t-Statistic -0.727079 -3.646342 -2.954021 -2.615817 1% level 5% level 10% level

Augmented Dickey-Fuller Test Equation Dependent Variable: D(TG6T) Method: Least Squares Date: 05/11/14 Time: 14:41 Sample (adjusted): 2011M04 2013M12 Included observations: 33 after adjustments

Std. Error t-Statistic

Prob.* 0.8261 Prob.

0.027697 0.296136 -0.727079 -0.017728 0.4726 0.9860

Variable TG6T(-1) C Coefficient -0.020138 -0.005250

R-squared Adjusted R-squared S.E. of regression Sum squared resid Log likelihood F-statistic Prob(F-statistic)

0.016767 Mean dependent var -0.014950 S.D. dependent var 0.471700 Akaike info criterion 6.897528 Schwarz criterion -20.99679 Hannan-Quinn criter. 0.528644 Durbin-Watson stat 0.472633 -0.212121 0.468213 1.393745 1.484442 1.424262 1.279039

ADF D(TG6T)

Augmented Dickey-Fuller test statistic Test critical values:

*MacKinnon (1996) one-sided p-values. Null Hypothesis: D(TG6T) has a unit root Exogenous: Constant Lag Length: 0 (Automatic based on SIC, MAXLAG=8) t-Statistic -3.782147 -3.653730 -2.957110 -2.617434 1% level 5% level 10% level Prob.* 0.0073

Augmented Dickey-Fuller Test Equation Dependent Variable: D(TG6T,2) Method: Least Squares Date: 05/11/14 Time: 14:42 Sample (adjusted): 2011M05 2013M12 Included observations: 32 after adjustments

Std. Error t-Statistic

Prob.

0.170734 0.087994 -3.782147 -1.605284 0.0007 0.1189

Variable D(TG6T(-1)) C Coefficient -0.645740 -0.141256

R-squared Adjusted R-squared S.E. of regression Sum squared resid Log likelihood F-statistic Prob(F-statistic)

0.322870 Mean dependent var 0.300299 S.D. dependent var 0.450709 Akaike info criterion 6.094170 Schwarz criterion -18.87158 Hannan-Quinn criter. 14.30464 Durbin-Watson stat 0.000692 0.000000 0.538816 1.304474 1.396082 1.334839 2.098145

ADF TG12T

Augmented Dickey-Fuller test statistic Test critical values:

*MacKinnon (1996) one-sided p-values.

Null Hypothesis: TG12T has a unit root Exogenous: Constant Lag Length: 0 (Automatic based on SIC, MAXLAG=8) t-Statistic -0.320964 -3.646342 -2.954021 -2.615817 1% level 5% level 10% level

Augmented Dickey-Fuller Test Equation Dependent Variable: D(TG12T) Method: Least Squares Date: 05/11/14 Time: 14:42 Sample (adjusted): 2011M04 2013M12 Included observations: 33 after adjustments

Std. Error t-Statistic

Prob.* 0.9112 Prob.

0.7504 0.8079 0.034120 0.380810 -0.320964 -0.245222

Variable TG12T(-1) C Coefficient -0.010951 -0.093383

R-squared Adjusted R-squared 0.003312 Mean dependent var -0.028839 S.D. dependent var -0.212121 0.511589

S.E. of regression Sum squared resid Log likelihood F-statistic Prob(F-statistic)

0.518914 Akaike info criterion 8.347412 Schwarz criterion -24.14480 Hannan-Quinn criter. 0.103018 Durbin-Watson stat 0.750391 1.584533 1.675231 1.615050 1.765578

ADF D(TG12T)

Augmented Dickey-Fuller test statistic Test critical values:

*MacKinnon (1996) one-sided p-values.

Null Hypothesis: D(TG12T) has a unit root Exogenous: Constant Lag Length: 0 (Automatic based on SIC, MAXLAG=8) t-Statistic -4.926834 -3.653730 -2.957110 -2.617434 1% level 5% level 10% level

Augmented Dickey-Fuller Test Equation Dependent Variable: D(TG12T,2) Method: Least Squares Date: 05/11/14 Time: 14:42 Sample (adjusted): 2011M05 2013M12 Included observations: 32 after adjustments

Std. Error t-Statistic

Prob.* 0.0004 Prob.

0.181555 0.100779 -4.926834 -1.941567 0.0000 0.0616

Variable D(TG12T(-1)) C Coefficient -0.894492 -0.195670

R-squared Adjusted R-squared S.E. of regression Sum squared resid Log likelihood F-statistic Prob(F-statistic)

0.447246 Mean dependent var 0.428821 S.D. dependent var 0.523960 Akaike info criterion 8.236035 Schwarz criterion -23.69056 Hannan-Quinn criter. 24.27369 Durbin-Watson stat 0.000029 0.000000 0.693286 1.605660 1.697269 1.636026 2.031669

ADF TG18T

Null Hypothesis: TG18T has a unit root Exogenous: Constant Lag Length: 0 (Automatic based on SIC, MAXLAG=8) t-Statistic Prob.*

Augmented Dickey-Fuller test statistic Test critical values:

*MacKinnon (1996) one-sided p-values.

-0.599573 -3.646342 -2.954021 -2.615817 1% level 5% level 10% level

Augmented Dickey-Fuller Test Equation Dependent Variable: D(TG18T) Method: Least Squares Date: 05/11/14 Time: 14:43 Sample (adjusted): 2011M04 2013M12 Included observations: 33 after adjustments

Std. Error t-Statistic

0.8574 Prob.

Coefficient -0.036279 0.239286 0.060508 0.636563 -0.599573 0.375903 0.5531 0.7095

Variable TG18T(-1) C

R-squared Adjusted R-squared S.E. of regression Sum squared resid Log likelihood F-statistic Prob(F-statistic)

0.011463 Mean dependent var -0.020425 S.D. dependent var 0.646729 Akaike info criterion 12.96600 Schwarz criterion -31.41106 Hannan-Quinn criter. 0.359488 Durbin-Watson stat 0.553148 -0.136364 0.640224 2.024913 2.115610 2.055429 1.869969

ADF D(TG18T)

Augmented Dickey-Fuller test statistic Test critical values:

*MacKinnon (1996) one-sided p-values.

Null Hypothesis: D(TG18T) has a unit root Exogenous: Constant Lag Length: 0 (Automatic based on SIC, MAXLAG=8) t-Statistic -5.261020 -3.653730 -2.957110 -2.617434 1% level 5% level 10% level

Augmented Dickey-Fuller Test Equation Dependent Variable: D(TG18T,2) Method: Least Squares Date: 05/11/14 Time: 14:43 Sample (adjusted): 2011M05 2013M12 Included observations: 32 after adjustments

Prob.* 0.0001

Std. Error t-Statistic

Prob.

0.182426 0.119494 -5.261020 -1.129464 0.0000 0.2677

Variable D(TG18T(-1)) C Coefficient -0.959748 -0.134965

R-squared Adjusted R-squared S.E. of regression Sum squared resid Log likelihood F-statistic Prob(F-statistic)

0.479874 Mean dependent var 0.462536 S.D. dependent var 0.660201 Akaike info criterion 13.07597 Schwarz criterion -31.08667 Hannan-Quinn criter. 27.67833 Durbin-Watson stat 0.000011 0.000000 0.900537 2.067917 2.159526 2.098283 2.001206

ADF TG24T

Augmented Dickey-Fuller test statistic Test critical values:

*MacKinnon (1996) one-sided p-values.

Null Hypothesis: TG24T has a unit root Exogenous: Constant Lag Length: 0 (Automatic based on SIC, MAXLAG=8) t-Statistic -0.599573 -3.646342 -2.954021 -2.615817 1% level 5% level 10% level

Augmented Dickey-Fuller Test Equation Dependent Variable: D(TG24T) Method: Least Squares Date: 05/11/14 Time: 14:44 Sample (adjusted): 2011M04 2013M12 Included observations: 33 after adjustments

Std. Error t-Statistic

Prob.* 0.8574 Prob.

Coefficient -0.036279 0.239286 0.060508 0.636563 -0.599573 0.375903 0.5531 0.7095

Variable TG24T(-1) C

R-squared Adjusted R-squared S.E. of regression Sum squared resid Log likelihood F-statistic Prob(F-statistic)

ADF D(TG24T)

Augmented Dickey-Fuller test statistic Test critical values:

*MacKinnon (1996) one-sided p-values.

Null Hypothesis: D(TG24T) has a unit root Exogenous: Constant Lag Length: 0 (Automatic based on SIC, MAXLAG=8) t-Statistic -5.261020 -3.653730 -2.957110 -2.617434 1% level 5% level 10% level

Augmented Dickey-Fuller Test Equation Dependent Variable: D(TG24T,2) Method: Least Squares Date: 05/11/14 Time: 14:45 Sample (adjusted): 2011M05 2013M12 Included observations: 32 after adjustments

Std. Error t-Statistic

Prob.* 0.0001 Prob.

0.182426 0.119494 -5.261020 -1.129464 0.0000 0.2677

Variable D(TG24T(-1)) C Coefficient -0.959748 -0.134965

R-squared Adjusted R-squared S.E. of regression Sum squared resid Log likelihood F-statistic Prob(F-statistic)

ADF CVNH

Augmented Dickey-Fuller test statistic Test critical values:

*MacKinnon (1996) one-sided p-values.

Null Hypothesis: CVNH has a unit root Exogenous: Constant Lag Length: 0 (Automatic based on SIC, MAXLAG=8) t-Statistic -0.411550 -3.646342 -2.954021 -2.615817 1% level 5% level 10% level Augmented Dickey-Fuller Test Equation Prob.* 0.8958

Dependent Variable: D(CVNH) Method: Least Squares Date: 05/11/14 Time: 14:45 Sample (adjusted): 2011M04 2013M12 Included observations: 33 after adjustments

Std. Error t-Statistic

Prob.

0.035114 0.517213 -0.411550 -0.014151 0.6835 0.9888

Variable CVNH(-1) C Coefficient -0.014451 -0.007319

R-squared Adjusted R-squared S.E. of regression Sum squared resid Log likelihood F-statistic Prob(F-statistic)

0.005434 Mean dependent var -0.026649 S.D. dependent var 0.641888 Akaike info criterion 12.77264 Schwarz criterion -31.16313 Hannan-Quinn criter. 0.169374 Durbin-Watson stat 0.683501 -0.215152 0.633503 2.009887 2.100584 2.040404 1.497013

ADF D(CVNH)

Augmented Dickey-Fuller test statistic Test critical values:

*MacKinnon (1996) one-sided p-values.

Null Hypothesis: D(CVNH) has a unit root Exogenous: Constant Lag Length: 0 (Automatic based on SIC, MAXLAG=8) t-Statistic -4.743219 -3.653730 -2.957110 -2.617434 1% level 5% level 10% level

Augmented Dickey-Fuller Test Equation Dependent Variable: D(CVNH,2) Method: Least Squares Date: 05/11/14 Time: 14:46 Sample (adjusted): 2011M05 2013M12 Included observations: 32 after adjustments

Std. Error t-Statistic

Prob.* 0.0006 Prob.

0.169880 0.113840 -4.743219 -1.817521 0.0000 0.0791

Coefficient -0.805779 -0.206907 Variable D(CVNH(-1)) C

R-squared Adjusted R-squared S.E. of regression Sum squared resid 0.428551 Mean dependent var 0.409503 S.D. dependent var 0.607656 Akaike info criterion 11.07736 Schwarz criterion -0.028125 0.790767 1.902045 1.993653

Log likelihood F-statistic Prob(F-statistic)

-28.43271 Hannan-Quinn criter. 22.49812 Durbin-Watson stat 0.000048 1.932410 2.015191

ADF CVTDH

Augmented Dickey-Fuller test statistic Test critical values:

*MacKinnon (1996) one-sided p-values.

Null Hypothesis: CVTDH has a unit root Exogenous: Constant Lag Length: 0 (Automatic based on SIC, MAXLAG=8) t-Statistic -0.135454 -3.646342 -2.954021 -2.615817 1% level 5% level 10% level

Augmented Dickey-Fuller Test Equation Dependent Variable: D(CVTDH) Method: Least Squares Date: 05/11/14 Time: 14:46 Sample (adjusted): 2011M04 2013M12 Included observations: 33 after adjustments

Std. Error t-Statistic

Prob.* 0.9372 Prob.

0.034483 0.547802 -0.135454 -0.198452 0.8931 0.8440

Variable CVTDH(-1) C Coefficient -0.004671 -0.108713

R-squared Adjusted R-squared S.E. of regression Sum squared resid Log likelihood F-statistic Prob(F-statistic)

0.000592 Mean dependent var -0.031647 S.D. dependent var 0.538929 Akaike info criterion 9.003762 Schwarz criterion -25.39370 Hannan-Quinn criter. 0.018348 Durbin-Watson stat 0.893129 -0.181818 0.530598 1.660224 1.750922 1.690741 1.407861

ADF D(CVTDH)

Null Hypothesis: D(CVTDH) has a unit root Exogenous: Constant Lag Length: 0 (Automatic based on SIC, MAXLAG=8) t-Statistic -4.822428 -3.653730 Augmented Dickey-Fuller test statistic Test critical values: 1% level Prob.* 0.0005

*MacKinnon (1996) one-sided p-values.

-2.957110 -2.617434 5% level 10% level

Augmented Dickey-Fuller Test Equation Dependent Variable: D(CVTDH,2) Method: Least Squares Date: 05/11/14 Time: 14:47 Sample (adjusted): 2011M05 2013M12 Included observations: 32 after adjustments

Std. Error t-Statistic

Prob.

0.0000 0.0605 0.163061 0.091609 -4.822428 -1.950589

Coefficient -0.786351 -0.178691 Variable D(CVTDH(-1)) C

R-squared Adjusted R-squared S.E. of regression Sum squared resid Log likelihood F-statistic Prob(F-statistic)

0.436681 Mean dependent var 0.417904 S.D. dependent var 0.488504 Akaike info criterion 7.159078 Schwarz criterion -21.44836 Hannan-Quinn criter. 23.25581 Durbin-Watson stat 0.000038 -0.031250 0.640281 1.465522 1.557131 1.495888 2.090580

PHỤ LỤC 05:

KIỂM ĐỊNH TÍNH DỪNG THEO PHƢƠNG PHÁP PHILLIPS-PERRON (PP)

PP LSCB

Null Hypothesis: LSCB has a unit root Exogenous: Constant Bandwidth: 5 (Newey-West using Bartlett kernel)

Phillips-Perron test statistic Test critical values:

*MacKinnon (1996) one-sided p-values.

1% level 5% level 10% level Adj. t-Stat -2.720104 -3.511262 -2.896779 -2.585626

Residual variance (no correction) HAC corrected variance (Bartlett kernel)

Phillips-Perron Test Equation Dependent Variable: D(LSCB) Method: Least Squares Date: 05/08/14 Time: 21:14 Sample (adjusted): 2007M02 2013M12 Included observations: 83 after adjustments

Std. Error t-Statistic

Prob.* 0.0749 0.349919 0.768643 Prob.

Coefficient -0.082428 0.737483 0.043929 0.393742 -1.876391 1.873013 0.0642 0.0647

Variable LSCB(-1) C

R-squared Adjusted R-squared S.E. of regression Sum squared resid Log likelihood F-statistic Prob(F-statistic)

0.041657 Mean dependent var 0.029825 S.D. dependent var 0.598798 Akaike info criterion 29.04329 Schwarz criterion -74.19470 Hannan-Quinn criter. 3.520843 Durbin-Watson stat 0.064203 0.009036 0.607933 1.836017 1.894302 1.859433 1.069414

PP D(LSCB)

Null Hypothesis: D(LSCB) has a unit root Exogenous: Constant Bandwidth: 2 (Newey-West using Bartlett kernel)

Adj. t-Stat Prob.*

Phillips-Perron test statistic Test critical values:

*MacKinnon (1996) one-sided p-values.

1% level 5% level 10% level -5.513643 -3.512290 -2.897223 -2.585861

Residual variance (no correction) HAC corrected variance (Bartlett kernel)

Phillips-Perron Test Equation Dependent Variable: D(LSCB,2) Method: Least Squares Date: 05/08/14 Time: 21:16 Sample (adjusted): 2007M03 2013M12 Included observations: 82 after adjustments

Std. Error t-Statistic

0.0000 0.296317 0.289871 Prob.

Coefficient -0.554765 0.005074 0.100110 0.060867 -5.541536 0.083363 0.0000 0.9338

Variable D(LSCB(-1)) C

R-squared Adjusted R-squared S.E. of regression Sum squared resid Log likelihood F-statistic Prob(F-statistic)

PP TG1T

Null Hypothesis: TG1T has a unit root Exogenous: Constant Bandwidth: 5 (Newey-West using Bartlett kernel)

Phillips-Perron test statistic Test critical values:

*MacKinnon (1996) one-sided p-values.

1% level 5% level 10% level Adj. t-Stat -2.077715 -3.511262 -2.896779 -2.585626

Residual variance (no correction) HAC corrected variance (Bartlett kernel) Prob.* 0.2541 1.203861 2.785455

Phillips-Perron Test Equation Dependent Variable: D(TG1T) Method: Least Squares Date: 05/08/14 Time: 21:18 Sample (adjusted): 2007M02 2013M12 Included observations: 83 after adjustments

Std. Error t-Statistic

Prob.

Coefficient -0.044960 0.426893 0.034442 0.357673 -1.305380 1.193528 0.1955 0.2361

Variable TG1T(-1) C

R-squared Adjusted R-squared S.E. of regression Sum squared resid Log likelihood F-statistic Prob(F-statistic)

0.020604 Mean dependent var 0.008512 S.D. dependent var 1.110669 Akaike info criterion 99.92050 Schwarz criterion -125.4716 Hannan-Quinn criter. 1.704018 Durbin-Watson stat 0.195459 -0.012048 1.115427 3.071604 3.129889 3.095020 0.955574

PP D(TG1T)

Null Hypothesis: D(TG1T) has a unit root Exogenous: Constant Bandwidth: 1 (Newey-West using Bartlett kernel)

Phillips-Perron test statistic Test critical values:

*MacKinnon (1996) one-sided p-values.

Adj. t-Stat -5.079605 -3.512290 -2.897223 -2.585861 1% level 5% level 10% level

Residual variance (no correction) HAC corrected variance (Bartlett kernel)

Phillips-Perron Test Equation Dependent Variable: D(TG1T,2) Method: Least Squares Date: 05/08/14 Time: 21:19 Sample (adjusted): 2007M03 2013M12 Included observations: 82 after adjustments

Variable Coefficient Std. Error t-Statistic Prob.* 0.0000 0.919186 0.913704 Prob.

0.096098 0.107197 -5.087644 -0.055621 0.0000 0.9558

D(TG1T(-1)) C -0.488914 -0.005962

R-squared Adjusted R-squared S.E. of regression Sum squared resid Log likelihood F-statistic Prob(F-statistic)

0.244457 Mean dependent var 0.235013 S.D. dependent var 0.970652 Akaike info criterion 75.37326 Schwarz criterion -112.8980 Hannan-Quinn criter. 25.88412 Durbin-Watson stat 0.000002 2.11E-17 1.109779 2.802391 2.861091 2.825958 2.011927

PP TG6T

Null Hypothesis: TG6T has a unit root Exogenous: Constant Bandwidth: 5 (Newey-West using Bartlett kernel)

Phillips-Perron test statistic Test critical values:

*MacKinnon (1996) one-sided p-values.

Adj. t-Stat -2.252243 -3.511262 -2.896779 -2.585626 1% level 5% level 10% level

Residual variance (no correction) HAC corrected variance (Bartlett kernel)

Phillips-Perron Test Equation Dependent Variable: D(TG6T) Method: Least Squares Date: 05/08/14 Time: 21:19 Sample (adjusted): 2007M02 2013M12 Included observations: 83 after adjustments

Std. Error t-Statistic

Prob.* 0.1899 0.989473 2.334307 Prob.

Coefficient -0.052215 0.531777 0.036190 0.389271 -1.442796 1.366086 0.1529 0.1757

Variable TG6T(-1) C

R-squared Adjusted R-squared S.E. of regression Sum squared resid Log likelihood F-statistic Prob(F-statistic) 0.025056 Mean dependent var 0.013019 S.D. dependent var 1.006928 Akaike info criterion 82.12622 Schwarz criterion -117.3327 Hannan-Quinn criter. 2.081660 Durbin-Watson stat 0.152934 -0.006747 1.013547 2.875487 2.933772 2.898902 0.900498

PP D(TG6T)

Null Hypothesis: D(TG6T) has a unit root Exogenous: Constant Bandwidth: 1 (Newey-West using Bartlett kernel)

Phillips-Perron test statistic Test critical values:

*MacKinnon (1996) one-sided p-values.

Adj. t-Stat -4.974783 -3.512290 -2.897223 -2.585861 1% level 5% level 10% level

Residual variance (no correction) HAC corrected variance (Bartlett kernel)

Phillips-Perron Test Equation Dependent Variable: D(TG6T,2) Method: Least Squares Date: 05/08/14 Time: 21:20 Sample (adjusted): 2007M03 2013M12 Included observations: 82 after adjustments

Std. Error t-Statistic

Prob.* 0.0000 0.729621 0.769598 Prob.

0.094224 0.095502 -4.900183 -0.033017 0.0000 0.9737

Variable D(TG6T(-1)) C Coefficient -0.461713 -0.003153

R-squared Adjusted R-squared S.E. of regression Sum squared resid Log likelihood F-statistic Prob(F-statistic)

0.230856 Mean dependent var 0.221242 S.D. dependent var 0.864790 Akaike info criterion 59.82891 Schwarz criterion -103.4285 Hannan-Quinn criter. 24.01179 Durbin-Watson stat 0.000005 2.09E-17 0.979962 2.571427 2.630128 2.594995 1.890417

PP TG12T

Null Hypothesis: TG12T has a unit root Exogenous: Constant Bandwidth: 4 (Newey-West using Bartlett kernel)

Phillips-Perron test statistic Adj. t-Stat -2.282264 Prob.* 0.1801

Test critical values:

*MacKinnon (1996) one-sided p-values.

1% level 5% level 10% level -3.511262 -2.896779 -2.585626

Residual variance (no correction) HAC corrected variance (Bartlett kernel)

Phillips-Perron Test Equation Dependent Variable: D(TG12T) Method: Least Squares Date: 05/08/14 Time: 21:20 Sample (adjusted): 2007M02 2013M12 Included observations: 83 after adjustments

Std. Error t-Statistic

0.985290 2.086059 Prob.

Coefficient -0.059643 0.620454 0.039719 0.437582 -1.501638 1.417915 0.1371 0.1601

Variable TG12T(-1) C

R-squared Adjusted R-squared S.E. of regression Sum squared resid Log likelihood F-statistic Prob(F-statistic)

0.027085 Mean dependent var 0.015073 S.D. dependent var 1.004797 Akaike info criterion 81.77905 Schwarz criterion -117.1569 Hannan-Quinn criter. 2.254918 Durbin-Watson stat 0.137079 -0.015422 1.012457 2.871250 2.929536 2.894666 1.179804

PP D(TG12T)

Null Hypothesis: D(TG12T) has a unit root Exogenous: Constant Bandwidth: 0 (Newey-West using Bartlett kernel)

Phillips-Perron test statistic Test critical values:

*MacKinnon (1996) one-sided p-values.

1% level 5% level 10% level Adj. t-Stat -5.914271 -3.512290 -2.897223 -2.585861

Residual variance (no correction) HAC corrected variance (Bartlett kernel)

Prob.* 0.0000 0.867901 0.867901

Phillips-Perron Test Equation Dependent Variable: D(TG12T,2) Method: Least Squares Date: 05/08/14 Time: 21:21 Sample (adjusted): 2007M03 2013M12 Included observations: 82 after adjustments

Std. Error t-Statistic

Prob.

0.102876 0.104170 -5.914271 -0.091174 0.0000 0.9276

Variable D(TG12T(-1)) C Coefficient -0.608437 -0.009498

R-squared Adjusted R-squared S.E. of regression Sum squared resid Log likelihood F-statistic Prob(F-statistic)

0.304218 Mean dependent var 0.295521 S.D. dependent var 0.943185 Akaike info criterion 71.16789 Schwarz criterion -110.5442 Hannan-Quinn criter. 34.97860 Durbin-Watson stat 0.000000 2.11E-17 1.123733 2.744980 2.803680 2.768547 2.120520

PP TG18T

Null Hypothesis: TG18T has a unit root Exogenous: Constant Bandwidth: 5 (Newey-West using Bartlett kernel)

Phillips-Perron test statistic Test critical values:

*MacKinnon (1996) one-sided p-values.

Adj. t-Stat -2.506001 -3.511262 -2.896779 -2.585626 1% level 5% level 10% level

Residual variance (no correction) HAC corrected variance (Bartlett kernel)

Phillips-Perron Test Equation Dependent Variable: D(TG18T) Method: Least Squares Date: 05/08/14 Time: 21:21 Sample (adjusted): 2007M02 2013M12 Included observations: 83 after adjustments

Std. Error t-Statistic

Prob.* 0.1177 0.757940 1.568466 Prob. Variable TG18T(-1) Coefficient -0.073855 0.043513 -1.697317 0.0935

0.744677 0.456348 1.631817 0.1066

R-squared Adjusted R-squared S.E. of regression Sum squared resid Log likelihood F-statistic Prob(F-statistic)

0.034345 Mean dependent var 0.022423 S.D. dependent var 0.881280 Akaike info criterion 62.90901 Schwarz criterion -106.2701 Hannan-Quinn criter. 2.880885 Durbin-Watson stat 0.093476 -0.012289 0.891330 2.608919 2.667204 2.632334 1.133860

PP D(TG18T)

Null Hypothesis: D(TG18T) has a unit root Exogenous: Constant Bandwidth: 3 (Newey-West using Bartlett kernel)

Phillips-Perron test statistic Test critical values:

*MacKinnon (1996) one-sided p-values.

1% level 5% level 10% level Adj. t-Stat -5.895939 -3.512290 -2.897223 -2.585861

Residual variance (no correction) HAC corrected variance (Bartlett kernel)

Phillips-Perron Test Equation Dependent Variable: D(TG18T,2) Method: Least Squares Date: 05/08/14 Time: 21:22 Sample (adjusted): 2007M03 2013M12 Included observations: 82 after adjustments

Std. Error t-Statistic

Prob.* 0.0000 0.659723 0.724723 Prob.

0.101882 0.090819 -5.773059 -0.080559 0.0000 0.9360

Variable D(TG18T(-1)) C Coefficient -0.588171 -0.007316

R-squared Adjusted R-squared S.E. of regression Sum squared resid Log likelihood F-statistic Prob(F-statistic)

0.294086 Mean dependent var 0.285262 S.D. dependent var 0.822324 Akaike info criterion 54.09732 Schwarz criterion -99.29964 Hannan-Quinn criter. 33.32821 Durbin-Watson stat 0.000000 3.09E-17 0.972679 2.470723 2.529423 2.494290 2.114135

PP TG24T

Null Hypothesis: TG12T has a unit root Exogenous: Constant Bandwidth: 4 (Newey-West using Bartlett kernel)

Phillips-Perron test statistic Test critical values:

*MacKinnon (1996) one-sided p-values.

Adj. t-Stat -2.282264 -3.511262 -2.896779 -2.585626 1% level 5% level 10% level

Residual variance (no correction) HAC corrected variance (Bartlett kernel)

Phillips-Perron Test Equation Dependent Variable: D(TG12T) Method: Least Squares Date: 05/08/14 Time: 21:22 Sample (adjusted): 2007M02 2013M12 Included observations: 83 after adjustments

Std. Error t-Statistic

Prob.* 0.1801 0.985290 2.086059 Prob.

Coefficient -0.059643 0.620454 0.039719 0.437582 -1.501638 1.417915 0.1371 0.1601

Variable TG12T(-1) C

R-squared Adjusted R-squared S.E. of regression Sum squared resid Log likelihood F-statistic Prob(F-statistic)

PP D(TG24T)

Null Hypothesis: D(TG12T) has a unit root Exogenous: Constant Bandwidth: 0 (Newey-West using Bartlett kernel)

Phillips-Perron test statistic Adj. t-Stat -5.914271 Prob.* 0.0000

Test critical values:

*MacKinnon (1996) one-sided p-values.

1% level 5% level 10% level -3.512290 -2.897223 -2.585861

Residual variance (no correction) HAC corrected variance (Bartlett kernel)

Phillips-Perron Test Equation Dependent Variable: D(TG12T,2) Method: Least Squares Date: 05/08/14 Time: 21:23 Sample (adjusted): 2007M03 2013M12 Included observations: 82 after adjustments

Std. Error t-Statistic

0.867901 0.867901 Prob.

0.102876 0.104170 -5.914271 -0.091174 0.0000 0.9276

Variable D(TG12T(-1)) C Coefficient -0.608437 -0.009498

R-squared Adjusted R-squared S.E. of regression Sum squared resid Log likelihood F-statistic Prob(F-statistic)

PP CVNH

Null Hypothesis: CVTDH has a unit root Exogenous: Constant Bandwidth: 4 (Newey-West using Bartlett kernel)

Phillips-Perron test statistic Test critical values:

*MacKinnon (1996) one-sided p-values.

1% level 5% level 10% level Adj. t-Stat -2.078236 -3.511262 -2.896779 -2.585626

Residual variance (no correction) HAC corrected variance (Bartlett kernel)

Prob.* 0.2539 1.323000 2.120060

Phillips-Perron Test Equation Dependent Variable: D(CVTDH) Method: Least Squares Date: 05/10/14 Time: 19:52 Sample (adjusted): 2007M02 2013M12 Included observations: 83 after adjustments

Std. Error t-Statistic

Prob.

Coefficient -0.065394 0.951828 0.039520 0.589259 -1.654683 1.615297 0.1019 0.1101

Variable CVTDH(-1) C

R-squared Adjusted R-squared S.E. of regression Sum squared resid Log likelihood F-statistic Prob(F-statistic)

0.032697 Mean dependent var 0.020755 S.D. dependent var 1.164331 Akaike info criterion 109.8090 Schwarz criterion -129.3878 Hannan-Quinn criter. 2.737977 Durbin-Watson stat 0.101859 0.000000 1.176605 3.165972 3.224257 3.189388 1.448895

PP D(CVNH)

Null Hypothesis: D(CVTDH) has a unit root Exogenous: Constant Bandwidth: 1 (Newey-West using Bartlett kernel)

Phillips-Perron test statistic Test critical values:

*MacKinnon (1996) one-sided p-values.

Adj. t-Stat -6.946377 -3.512290 -2.897223 -2.585861 1% level 5% level 10% level

Residual variance (no correction) HAC corrected variance (Bartlett kernel)

Phillips-Perron Test Equation Dependent Variable: D(CVTDH,2) Method: Least Squares Date: 05/10/14 Time: 19:53 Sample (adjusted): 2007M03 2013M12 Included observations: 82 after adjustments

Std. Error t-Statistic

Prob.* 0.0000 1.296139 1.346561 Prob. Variable D(CVTDH(-1)) Coefficient -0.747504 0.108181 -6.909773 0.0000

0.000000 0.127286 0.000000 1.0000

R-squared Adjusted R-squared S.E. of regression Sum squared resid Log likelihood F-statistic Prob(F-statistic)

0.373752 Mean dependent var 0.365924 S.D. dependent var 1.152624 Akaike info criterion 106.2834 Schwarz criterion -126.9879 Hannan-Quinn criter. 47.74496 Durbin-Watson stat 0.000000 0.000000 1.447495 3.146047 3.204748 3.169615 1.922197

PP CVTDH Null Hypothesis: CVTDH has a unit root Exogenous: Constant Bandwidth: 4 (Newey-West using Bartlett kernel)

Phillips-Perron test statistic Test critical values:

*MacKinnon (1996) one-sided p-values.

Adj. t-Stat -2.080128 -3.511262 -2.896779 -2.585626 1% level 5% level 10% level

Residual variance (no correction) HAC corrected variance (Bartlett kernel)

Phillips-Perron Test Equation Dependent Variable: D(CVTDH) Method: Least Squares Date: 05/10/14 Time: 20:27 Sample (adjusted): 2007M02 2013M12 Included observations: 83 after adjustments

Std. Error t-Statistic

Prob.* 0.2532 1.310980 2.132941 Prob.

Coefficient -0.064558 0.939893 0.039276 0.585791 -1.643717 1.604485 0.1041 0.1125

Variable CVTDH(-1) C

R-squared Adjusted R-squared S.E. of regression Sum squared resid Log likelihood F-statistic Prob(F-statistic)

0.032279 Mean dependent var 0.020332 S.D. dependent var 1.159030 Akaike info criterion 108.8113 Schwarz criterion -129.0091 Hannan-Quinn criter. 2.701806 Durbin-Watson stat 0.104111 0.000000 1.170995 3.156845 3.215130 3.180260 1.420001

PP D(CVTDH)

Null Hypothesis: D(CVTDH) has a unit root Exogenous: Constant Bandwidth: 1 (Newey-West using Bartlett kernel)

Phillips-Perron test statistic Test critical values:

*MacKinnon (1996) one-sided p-values.

1% level 5% level 10% level Adj. t-Stat -6.840402 -3.512290 -2.897223 -2.585861

Residual variance (no correction) HAC corrected variance (Bartlett kernel)

Phillips-Perron Test Equation Dependent Variable: D(CVTDH,2) Method: Least Squares Date: 05/10/14 Time: 20:27 Sample (adjusted): 2007M03 2013M12 Included observations: 82 after adjustments

Std. Error t-Statistic

Prob.* 0.0000 1.272942 1.328355 Prob.

Coefficient -0.732272 0.000000 0.107722 0.126142 -6.797800 0.000000 0.0000 1.0000

Variable D(CVTDH(-1)) C

R-squared Adjusted R-squared S.E. of regression Sum squared resid Log likelihood F-statistic Prob(F-statistic)

0.366136 Mean dependent var 0.358213 S.D. dependent var 1.142263 Akaike info criterion 104.3813 Schwarz criterion -126.2475 Hannan-Quinn criter. 46.21008 Durbin-Watson stat 0.000000 0.000000 1.425840 3.127988 3.186689 3.151556 1.912937

PHỤC LỤC 06:

KIỂM ĐỊNH ĐỒNG LIÊN KẾT THEO PHƢƠNG PHÁP JOHANSEN

JOHANSEN LSCB TG1T

Date: 05/08/14 Time: 21:27 Sample (adjusted): 2007M04 2013M12 Included observations: 81 after adjustments Trend assumption: Linear deterministic trend Series: LSCB TG1T Lags interval (in first differences): 1 to 2

Unrestricted Cointegration Rank Test (Trace) 0.05 Hypothesized No. of CE(s) Eigenvalue Trace Statistic Critical Value Prob.**

None At most 1 0.157434 0.017297 15.28893 1.413327 15.49471 3.841466 0.0537 0.2345

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) 0.05 Hypothesized No. of CE(s) Eigenvalue Max-Eigen Statistic Critical Value Prob.**

None At most 1 0.157434 0.017297 13.87560 1.413327 14.26460 3.841466 0.0575 0.2345

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):

LSCB -0.642519 0.644804 TG1T -0.067878 -0.365236

Unrestricted Adjustment Coefficients (alpha):

0.146166 0.328498 -0.047471 0.048653 D(LSCB) D(TG1T)

-155.5252

1 Cointegrating Equation(s): Log likelihood Normalized cointegrating coefficients (standard error in parentheses)

LSCB 1.000000 TG1T 0.105644 (0.12717) Adjustment coefficients (standard error in parentheses)

D(LSCB) D(TG1T) -0.093914 (0.03669) -0.211066 (0.06271)

JOHANSEN LSCB TG6T

Date: 05/08/14 Time: 21:28 Sample (adjusted): 2007M04 2013M12 Included observations: 81 after adjustments Trend assumption: Linear deterministic trend Series: LSCB TG6T Lags interval (in first differences): 1 to 2

Unrestricted Cointegration Rank Test (Trace) 0.05 Hypothesized No. of CE(s) Eigenvalue Trace Statistic Critical Value Prob.**

None At most 1 0.137414 0.017348 13.39095 1.417510 15.49471 3.841466 0.1012 0.2338

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) 0.05 Hypothesized No. of CE(s) Eigenvalue Max-Eigen Statistic Critical Value Prob.**

None At most 1 0.137414 0.017348 11.97344 1.417510 14.26460 3.841466 0.1116 0.2338

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):

LSCB -0.631460 0.720283 TG6T -0.077308 -0.450396

Unrestricted Adjustment Coefficients (alpha):

0.163728 0.269905 -0.037053 0.043685 D(LSCB) D(TG6T)

-139.1510

1 Cointegrating Equation(s): Log likelihood Normalized cointegrating coefficients (standard error in parentheses)

LSCB 1.000000 TG6T 0.122427 (0.16266) Adjustment coefficients (standard error in parentheses)

D(LSCB) D(TG6T) -0.103388 (0.03627) -0.170434 (0.05492)

JOHANSEN LSCB TG12T

Sample (adjusted): 2007M04 2013M12 Included observations: 81 after adjustments Trend assumption: Linear deterministic trend Series: LSCB TG12T Lags interval (in first differences): 1 to 2

Unrestricted Cointegration Rank Test (Trace) 0.05 Hypothesized No. of CE(s) Eigenvalue Trace Statistic Critical Value Prob.**

None * At most 1 0.159988 0.017946 15.58831 1.466827 15.49471 3.841466 0.0484 0.2258

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) 0.05 Hypothesized No. of CE(s) Eigenvalue Max-Eigen Statistic Critical Value Prob.**

None At most 1 0.159988 0.017946 14.12149 1.466827 14.26460 3.841466 0.0526 0.2258

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):

LSCB -0.562680 0.863489 TG12T -0.123573 -0.527577

Unrestricted Adjustment Coefficients (alpha):

D(LSCB) D(TG12T) 0.165301 0.305720 -0.040290 0.043938

-141.2643

1 Cointegrating Equation(s): Log likelihood Normalized cointegrating coefficients (standard error in parentheses)

LSCB 1.000000 TG12T 0.219615 (0.18412) Adjustment coefficients (standard error in parentheses)

D(LSCB) D(TG12T) -0.093011 (0.03142) -0.172023 (0.05026)

JOHANSEN LSCB TG18T

Date: 05/08/14 Time: 21:53 Sample (adjusted): 2007M04 2013M12 Included observations: 81 after adjustments Trend assumption: Linear deterministic trend Series: LSCB TG18T Lags interval (in first differences): 1 to 2

Unrestricted Cointegration Rank Test (Trace) 0.05 Hypothesized No. of CE(s) Eigenvalue Trace Statistic Critical Value Prob.**

None * At most 1 0.213693 0.020210 21.12677 1.653743 15.49471 3.841466 0.0064 0.1984

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) 0.05 Hypothesized No. of CE(s) Eigenvalue Max-Eigen Statistic Critical Value Prob.**

None * 0.213693 19.47303 14.26460 0.0068

At most 1 0.020210 1.653743 3.841466 0.1984

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):

LSCB -0.442924 0.959248 TG18T -0.245630 -0.666095

Unrestricted Adjustment Coefficients (alpha):

D(LSCB) D(TG18T) 0.122467 0.366835 -0.057862 0.013328

-134.5911

1 Cointegrating Equation(s): Log likelihood Normalized cointegrating coefficients (standard error in parentheses)

LSCB 1.000000 TG18T 0.554565 (0.25116) Adjustment coefficients (standard error in parentheses)

D(LSCB) D(TG18T) -0.054244 (0.02404) -0.162480 (0.03631)

JOHANSEN LSCB TG24T

Date: 05/08/14 Time: 21:54 Sample (adjusted): 2007M04 2013M12 Included observations: 81 after adjustments Trend assumption: Linear deterministic trend Series: LSCB TG24T Lags interval (in first differences): 1 to 2

Unrestricted Cointegration Rank Test (Trace) 0.05 Hypothesized No. of CE(s) Eigenvalue Trace Statistic Critical Value Prob.**

None * At most 1 0.213904 0.019906 21.12347 1.628684 15.49471 3.841466 0.0064 0.2019

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) 0.05 Hypothesized No. of CE(s) Eigenvalue Max-Eigen Statistic Critical Value Prob.**

None * At most 1 0.213904 0.019906 19.49478 1.628684 14.26460 3.841466 0.0068 0.2019

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):

LSCB -0.435526 0.958915 TG24T -0.253404 -0.662893

Unrestricted Adjustment Coefficients (alpha):

D(LSCB) D(TG24T) 0.119506 0.362843 -0.057262 0.012869

-133.2063

1 Cointegrating Equation(s): Log likelihood Normalized cointegrating coefficients (standard error in parentheses)

LSCB 1.000000 TG24T 0.581834 (0.25659) Adjustment coefficients (standard error in parentheses)

D(LSCB) D(TG24T) -0.052048 (0.02344) -0.158027 (0.03528)

JOHANSEN LSCB CVNH

Date: 05/10/14 Time: 19:56 Sample (adjusted): 2007M04 2013M12 Included observations: 81 after adjustments Trend assumption: Linear deterministic trend Series: LSCB CVNH Lags interval (in first differences): 1 to 2

Unrestricted Cointegration Rank Test (Trace) 0.05 Critical Value Prob.** Hypothesized No. of CE(s) Eigenvalue Trace Statistic

None * At most 1 0.179208 0.033594 18.76419 2.767851 15.49471 3.841466 0.0155 0.0962

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) 0.05 Hypothesized No. of CE(s) Eigenvalue Max-Eigen Statistic Critical Value Prob.**

None * At most 1 0.179208 0.033594 15.99634 2.767851 14.26460 3.841466 0.0264 0.0962

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):

LSCB -0.851725 0.546311 CVNH 0.076952 -0.418191

Unrestricted Adjustment Coefficients (alpha):

D(LSCB) D(CVNH) 0.208394 0.332130 -0.024190 0.147810

-165.8123

1 Cointegrating Equation(s): Log likelihood Normalized cointegrating coefficients (standard error in parentheses)

LSCB 1.000000 CVNH -0.090349 (0.09008) Adjustment coefficients (standard error in parentheses)

D(LSCB) D(CVNH) -0.177495 (0.04574) -0.282883 (0.10572)

JOHANSEN LSCB CVTDH

Date: 05/10/14 Time: 20:28 Sample (adjusted): 2007M04 2013M12 Included observations: 81 after adjustments Trend assumption: Linear deterministic trend

Series: LSCB CVTDH Lags interval (in first differences): 1 to 2

Unrestricted Cointegration Rank Test (Trace) 0.05 Hypothesized No. of CE(s) Eigenvalue Trace Statistic Critical Value Prob.**

None * At most 1 0.215201 0.039541 22.89638 3.267830 15.49471 3.841466 0.0032 0.0706

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) 0.05 Hypothesized No. of CE(s) Eigenvalue Max-Eigen Statistic Critical Value Prob.**

None * At most 1 0.215201 0.039541 19.62855 3.267830 14.26460 3.841466 0.0064 0.0706

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):

LSCB -0.924593 0.496299 CVTDH 0.129699 -0.443300

Unrestricted Adjustment Coefficients (alpha):

D(LSCB) D(CVTDH) 0.227691 0.309629 -0.024532 0.151791

-156.6269

1 Cointegrating Equation(s): Log likelihood Normalized cointegrating coefficients (standard error in parentheses)

LSCB 1.000000 CVTDH -0.140277 (0.07852) Adjustment coefficients (standard error in parentheses)

D(LSCB) D(CVTDH) -0.210521 (0.04825) -0.286281 (0.10309)

PHỤ LUC 07:

CHỌN ĐỘ TRỄ THEO PHƢƠNG PHÁP VAR

LAG TG6T

VAR Lag Order Selection Criteria Endogenous variables: TG6T LSCB Exogenous variables: C Date: 05/08/14 Time: 21:58 Sample: 2007M01 2013M12 Included observations: 74

FPE 14.32529 0.281684 0.174478* 0.181974 0.171335 0.178835 0.195240 0.178563 0.190264 0.171814 0.183106 Lag 0 1 2 3 4 5 6 7 8 9 10 LogL -306.4978 -157.1218 -135.3873 -132.9170 -126.6404 -124.1509 -123.2898 -115.8375 -113.9895 -105.9636 -104.0031 AIC 8.337777 4.408698 3.929387* 3.970729 3.909200 3.950024 4.034860 3.941554 3.999715 3.890907 3.946031

LR NA 286.6403 40.53191 4.473295 11.02645 4.238903 1.419544 11.88344 2.846979 11.93040* 2.808179 * indicates lag order selected by the criterion LR: sequential modified LR test statistic (each test at 5% level) FPE: Final prediction error AIC: Akaike information criterion SC: Schwarz information criterion HQ: Hannan-Quinn information criterion SC 8.400049 4.595514 4.240747* 4.406633 4.469648 4.635016 4.844397 4.875635 5.058340 5.074076 5.253743 HQ 8.362618 4.483221 4.053592* 4.144617 4.132769 4.223275 4.357794 4.314170 4.422014 4.362888 4.467693

LAG TG12T

VAR Lag Order Selection Criteria Endogenous variables: TG12T LSCB Exogenous variables: C Date: 05/08/14 Time: 21:59 Sample: 2007M01 2013M12 Included observations: 74

Lag 0 1 2 3 4 5 LogL -296.5291 -157.8568 -139.9573 -134.7636 -130.4138 -127.6796 LR NA 266.1010 33.38001 9.404838 7.641636 4.655463 FPE 10.94195 0.287336 0.197416* 0.191287 0.189730 0.196730 AIC 8.068355 4.428561 4.052901* 4.020638 4.011183 4.045395 SC 8.130627 4.615377 4.364261* 4.456543 4.571631 4.730387 HQ 8.093196 4.503085 4.177106* 4.194526 4.234753 4.318647

6 7 8 9 10 0.215519 0.217378 0.222775 0.200392 0.212538 -126.9463 -123.1152 -119.8261 -111.6564 -109.5181 4.133683 4.138249 4.157462 4.044769 4.095084

4.943219 5.072329 5.216087 5.227937 5.402797 4.456617 4.510865 4.579761 4.516749 4.616747

1.209037 6.108984 5.066992 12.14409* 3.063002 * 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 LAG TG18T

VAR Lag Order Selection Criteria Endogenous variables: TG18T LSCB Exogenous variables: C Date: 05/19/14 Time: 22:18 Sample: 2007M01 2013M12 Included observations: 74

FPE 7.061439 0.239444 0.171422* 0.161137 0.160564 0.168137 0.184027 0.197732 0.216057 0.211216 0.231934 Lag 0 1 2 3 4 5 6 7 8 9 10 LogL -280.3248 -151.1105 -134.7334 -128.4173 -124.2379 -121.8685 -121.1016 -119.6103 -118.6932 -113.6029 -112.7494 AIC 7.630400 4.246230 3.911714* 3.849117 3.844268 3.888339 3.975718 4.043522 4.126842 4.097375 4.182417

LR NA 247.9518 30.54106 11.43725* 7.342165 4.034351 1.264477 2.377943 1.412917 7.566653 1.222512 * indicates lag order selected by the criterion LR: sequential modified LR test statistic (each test at 5% level) FPE: Final prediction error AIC: Akaike information criterion SC: Schwarz information criterion HQ: Hannan-Quinn information criterion SC 7.692672 4.433046 4.223074* 4.285021 4.404717 4.573331 4.785254 4.977602 5.185467 5.280543 5.490129 HQ 7.655241 4.320753 4.035919* 4.023004 4.067838 4.161591 4.298652 4.416138 4.549140 4.569355 4.704079

LAG TG24T

VAR Lag Order Selection Criteria Endogenous variables: TG24T LSCB Exogenous variables: C Date: 05/08/14 Time: 22:01 Sample: 2007M01 2013M12 Included observations: 74

Lag 0 1 2 3 4 5 6 7 8 9 10 LogL -279.8484 -149.9738 -133.9323 -127.0911 -123.3626 -120.3411 -119.9483 -118.0765 -117.2336 -112.7078 -111.8552 FPE 6.971099 0.232200 0.167750* 0.155463 0.156810 0.161337 0.178380 0.189702 0.207700 0.206168 0.226395 AIC 7.617524 4.215507 3.890063* 3.813273 3.820610 3.847057 3.944549 4.002068 4.087396 4.073185 4.158247

LR NA 249.2188 29.91512 12.38815* 6.550119 5.144685 0.647568 2.984784 1.298452 6.727564 1.221405 * indicates lag order selected by the criterion LR: sequential modified LR test statistic (each test at 5% level) FPE: Final prediction error AIC: Akaike information criterion SC: Schwarz information criterion HQ: Hannan-Quinn information criterion SC 7.679796 4.402324 4.201423* 4.249178 4.381059 4.532049 4.754086 4.936148 5.146020 5.256353 5.465960 HQ 7.642365 4.290031 4.014269* 3.987161 4.044180 4.120309 4.267483 4.374684 4.509694 4.545165 4.679910

LAG CVNH

VAR Lag Order Selection Criteria Endogenous variables: CVNH LSCB Exogenous variables: C Date: 05/10/14 Time: 19:58 Sample: 2007M01 2013M12 Included observations: 74

FPE 16.37310 0.533077 0.359218* 0.345885 0.287579 0.316626 0.326682 0.354012 0.368610 0.390072 0.375981 Lag 0 1 2 3 4 5 6 7 8 9 10 LogL -311.4414 -180.7233 -162.1061 -156.6799 -145.8018 -145.2874 -142.3359 -141.1599 -138.4585 -136.3005 -130.6236 AIC 8.471391 5.046577 4.651517* 4.612969 4.427076 4.521281 4.549619 4.625944 4.661040 4.710825 4.665503

LR NA 250.8375 34.71856 9.825955 19.11009* 0.875914 4.865964 1.875198 4.161674 3.207778 8.131799 * indicates lag order selected by the criterion LR: sequential modified LR test statistic (each test at 5% level) FPE: Final prediction error AIC: Akaike information criterion SC: Schwarz information criterion HQ: Hannan-Quinn information criterion SC 8.533663 5.233393 4.962877* 5.048873 4.987524 5.206273 5.359155 5.560024 5.719665 5.893994 5.973216 HQ 8.496232 5.121100 4.775723* 4.786857 4.650646 4.794533 4.872553 4.998560 5.083339 5.182806 5.187166

LAG CVTDH

VAR Lag Order Selection Criteria Endogenous variables: CVTDH LSCB Exogenous variables: C Date: 05/10/14 Time: 20:29 Sample: 2007M01 2013M12 Included observations: 74

FPE 15.39466 0.483944 0.292271* 0.274598 0.227654 0.232775 0.243434 0.262393 0.255492 0.276258 0.286133 Lag 0 1 2 3 4 5 6 7 8 9 10 LogL -309.1615 -177.1455 -154.4749 -148.1404 -137.1561 -133.9044 -131.4527 -130.0788 -124.8962 -123.5357 -120.5195 AIC 8.409771 4.949880 4.445267* 4.382173 4.193407 4.213631 4.255477 4.326454 4.294491 4.365830 4.392420

LR NA 253.3280 42.27776 11.47051 19.29681* 5.536696 4.041977 2.190775 7.984026 2.022332 4.320460 * indicates lag order selected by the criterion LR: sequential modified LR test statistic (each test at 5% level) FPE: Final prediction error AIC: Akaike information criterion SC: Schwarz information criterion HQ: Hannan-Quinn information criterion SC 8.472043 5.136696 4.756627* 4.818077 4.753855 4.898624 5.065014 5.260534 5.353116 5.548998 5.700132 HQ 8.434612 5.024403 4.569472* 4.556061 4.416977 4.486883 4.578411 4.699070 4.716790 4.837810 4.914082

PHỤC LỤC 08:

ĐO LƢỜNG KẾT QUẢ TRUYỀN DẪN LÃI SUẤT CƠ BẢN TRONG DÀI HẠN BẰNG PHƢƠNG PHÁP OLS

OLS TG12T

Dependent Variable: TG12T Method: Least Squares Date: 05/08/14 Time: 22:07 Sample: 2007M01 2013M12 Included observations: 84

Std. Error t-Statistic

Prob.

0.149551 1.340507 8.670021 -0.629140 0.0000 0.5310

Variable LSCB C Coefficient 1.296610 -0.843366

R-squared Adjusted R-squared S.E. of regression Sum squared resid Log likelihood F-statistic Prob(F-statistic)

0.478270 Mean dependent var 0.471907 S.D. dependent var 2.038673 Akaike info criterion 340.8072 Schwarz criterion -178.0118 Hannan-Quinn criter. 75.16927 Durbin-Watson stat 0.000000 10.61774 2.805384 4.285996 4.343873 4.309262 0.146345

OLS TG18T

Dependent Variable: TG18T Method: Least Squares Date: 05/08/14 Time: 22:09 Sample: 2007M01 2013M12 Included observations: 84

Std. Error t-Statistic

Coefficient Prob.

1.044420 0.984737 0.118773 1.064628 8.793410 0.924959 0.0000 0.3577

Variable LSCB C

R-squared Adjusted R-squared S.E. of regression Sum squared resid Log likelihood F-statistic Prob(F-statistic)

0.485326 Mean dependent var 0.479049 S.D. dependent var 1.619110 Akaike info criterion 214.9643 Schwarz criterion -158.6564 Hannan-Quinn criter. 77.32407 Durbin-Watson stat 0.000000 10.21667 2.243251 3.825152 3.883028 3.848417 0.213130

OLS TG24T

Dependent Variable: TG24T Method: Least Squares Date: 05/08/14 Time: 22:10 Sample: 2007M01 2013M12 Included observations: 84

Std. Error t-Statistic

Coefficient Prob.

1.033679 1.065159 0.118876 1.065550 8.695450 0.999634 0.0000 0.3204

Variable LSCB C

R-squared Adjusted R-squared S.E. of regression Sum squared resid Log likelihood F-statistic Prob(F-statistic)

0.479731 Mean dependent var 0.473387 S.D. dependent var 1.620511 Akaike info criterion 215.3365 Schwarz criterion -158.7290 Hannan-Quinn criter. 75.61085 Durbin-Watson stat 0.000000 10.20214 2.233089 3.826881 3.884758 3.850147 0.207910

OLS CVNH

Dependent Variable: CVNH Method: Least Squares Date: 05/10/14 Time: 20:02 Sample: 2007M01 2013M12 Included observations: 84

Std. Error t-Statistic

Prob.

0.188462 1.689285 8.168032 -0.088688 0.0000 0.9295

Variable LSCB C Coefficient 1.539360 -0.149819

R-squared Adjusted R-squared S.E. of regression Sum squared resid Log likelihood F-statistic Prob(F-statistic)

0.448616 Mean dependent var 0.441892 S.D. dependent var 2.569100 Akaike info criterion 541.2227 Schwarz criterion -197.4374 Hannan-Quinn criter. 66.71675 Durbin-Watson stat 0.000000 13.45702 3.438919 4.748510 4.806387 4.771776 0.176921

OLS CVTDH

Dependent Variable: CVTDH Method: Least Squares Date: 05/10/14 Time: 20:21 Sample: 2007M01 2013M12 Included observations: 84

Std. Error t-Statistic

Coefficient Prob.

1.478817 1.456766 0.175798 1.575771 8.412041 0.924478 0.0000 0.3580

Variable LSCB C

R-squared Adjusted R-squared S.E. of regression Sum squared resid Log likelihood F-statistic Prob(F-statistic)

0.463219 Mean dependent var 0.456673 S.D. dependent var 2.396467 Akaike info criterion 470.9303 Schwarz criterion -191.5944 Hannan-Quinn criter. 70.76244 Durbin-Watson stat 0.000000 14.52845 3.251177 4.609389 4.667266 4.632655 0.191901

PHỤC LỤC 09:

ĐO LƢỜNG MỨC ĐỘ TRUYỀN DẪN LÃI SUẤT CƠ BẢN TRONG NGẮN HẠN THEO MÔ HÌNH ECM

ECM TG1T

Dependent Variable: D(TG1T) Method: Least Squares Date: 05/08/14 Time: 22:16 Sample (adjusted): 2007M02 2013M12 Included observations: 83 after adjustments

Std. Error t-Statistic

Prob.

0.0000 0.8353 0.169098 0.102190 6.060744 -0.208522

Variable D(LSCB) C Coefficient 1.024857 -0.021309

R-squared Adjusted R-squared S.E. of regression Sum squared resid Log likelihood F-statistic Prob(F-statistic)

-0.012048 1.115427 2.718456 2.776741 2.741872 1.700588 0.312000 Mean dependent var 0.303507 S.D. dependent var 0.930893 Akaike info criterion 70.19148 Schwarz criterion -110.8159 Hannan-Quinn criter. 36.73262 Durbin-Watson stat 0.000000

ECM TG6T

Dependent Variable: D(TG6T) Method: Least Squares Date: 05/19/14 Time: 22:54 Sample (adjusted): 2007M04 2013M12 Included observations: 81 after adjustments

Std. Error t-Statistic

Prob.

0.8939 0.0000 0.0053 0.3305 0.0556 0.2176 0.2243 0.077376 0.147475 0.113777 0.110561 0.176781 0.178987 0.035289 -0.133769 5.670354 2.871454 -0.979495 1.944803 -1.243593 -1.225521

Variable C D(LSCB) D(TG6T(-1)) D(TG6T(-2)) D(LSCB(-1)) D(LSCB(-2)) PHANDUTG6T(-1) Coefficient -0.010350 0.836237 0.326706 -0.108294 0.343804 -0.222587 -0.043247

R-squared Adjusted R-squared S.E. of regression Sum squared resid Log likelihood F-statistic Prob(F-statistic) 0.575804 Mean dependent var 0.541410 S.D. dependent var 0.694894 Akaike info criterion 35.73290 Schwarz criterion -81.78974 Hannan-Quinn criter. 16.74126 Durbin-Watson stat 0.000000 -0.006914 1.026138 2.192339 2.399267 2.275361 2.021723

ECM TG12T

Dependent Variable: D(TG12T) Method: Least Squares Date: 05/19/14 Time: 22:55 Sample (adjusted): 2007M04 2013M12 Included observations: 81 after adjustments

Std. Error t-Statistic

Prob.

0.8467 0.0000 0.3182 0.4004 0.0154 0.0994 0.1625 0.082331 0.160463 0.116835 0.117295 0.189405 0.197810 0.044437 -0.194003 5.180037 1.004909 0.845829 2.480326 -1.668780 -1.410648

Variable C D(LSCB) D(TG12T(-1)) D(TG12T(-2)) D(LSCB(-1)) D(LSCB(-2)) PHANDUTG12T(-1) Coefficient -0.015972 0.831202 0.117408 0.099211 0.469786 -0.330101 -0.062684

R-squared Adjusted R-squared S.E. of regression Sum squared resid Log likelihood F-statistic Prob(F-statistic)

0.520331 Mean dependent var 0.481439 S.D. dependent var 0.738138 Akaike info criterion 40.31868 Schwarz criterion -86.67984 Hannan-Quinn criter. 13.37883 Durbin-Watson stat 0.000000 -0.015802 1.025032 2.313082 2.520010 2.396104 2.020334

ECM TG18T

Dependent Variable: D(TG18T) Method: Least Squares Date: 05/19/14 Time: 22:57 Sample (adjusted): 2007M04 2013M12 Included observations: 81 after adjustments

Std. Error t-Statistic

Prob.

0.8603 0.0000 0.2432 0.7105 0.6608 0.1744 0.0697 0.081679 0.167689 0.124344 0.129663 0.180571 0.168754 0.057814 -0.176647 4.392468 1.176329 -0.372680 0.440531 1.371479 -1.840634

Coefficient -0.014428 0.736568 0.146270 -0.048323 0.079547 0.231443 -0.106414 Variable C D(LSCB) D(TG18T(-1)) D(TG18T(-2)) D(LSCB(-1)) D(LSCB(-2)) PHANDUTG18T(-1)

R-squared Adjusted R-squared S.E. of regression Sum squared resid Log likelihood F-statistic Prob(F-statistic) 0.390118 Mean dependent var 0.340668 S.D. dependent var 0.732743 Akaike info criterion 39.73149 Schwarz criterion -86.08567 Hannan-Quinn criter. 7.889144 Durbin-Watson stat 0.000001 -0.012593 0.902401 2.298412 2.505339 2.381434 1.905923

ECM TG24T

Dependent Variable: D(TG24T) Method: Least Squares Date: 05/19/14 Time: 22:58 Sample (adjusted): 2007M04 2013M12 Included observations: 81 after adjustments

Std. Error t-Statistic

Prob.

0.8850 0.0001 0.2131 0.8647 0.7447 0.2307 0.0646 0.080981 0.167822 0.124318 0.131191 0.178579 0.167559 0.057300 -0.145136 4.302827 1.255981 -0.170985 0.326889 1.208443 -1.876212

Variable C D(LSCB) D(TG24T(-1)) D(TG24T(-2)) D(LSCB(-1)) D(LSCB(-2)) PHANDUTG24T(-1) Coefficient -0.011753 0.722110 0.156142 -0.022432 0.058376 0.202486 -0.107507

R-squared Adjusted R-squared S.E. of regression Sum squared resid Log likelihood F-statistic Prob(F-statistic)

0.386012 Mean dependent var 0.336229 S.D. dependent var 0.726553 Akaike info criterion 39.06304 Schwarz criterion -85.39849 Hannan-Quinn criter. 7.753909 Durbin-Watson stat 0.000002 -0.011111 0.891781 2.281444 2.488372 2.364466 1.909228

ECM CVNH

Dependent Variable: D(CVNH) Method: Least Squares Date: 05/19/14 Time: 22:59 Sample (adjusted): 2007M04 2013M12 Included observations: 81 after adjustments

Std. Error t-Statistic

Prob. Coefficient

0.9982 0.0000 0.1698 0.1200 0.2582 0.8625 0.1624 0.112795 0.222187 0.117456 0.117798 0.272313 0.259774 0.048091 0.002315 4.990213 1.386504 -1.572897 1.139507 -0.173739 -1.411134

0.000261 1.108758 0.162854 -0.185284 0.310302 -0.045133 -0.067863 Variable C D(LSCB) D(CVNH(-1)) D(CVNH(-2)) D(LSCB(-1)) D(LSCB(-2)) PHANDUCVNH(-1)

R-squared Adjusted R-squared S.E. of regression Sum squared resid Log likelihood 0.415734 Mean dependent var 0.368362 S.D. dependent var 1.013954 Akaike info criterion 76.07965 Schwarz criterion -112.3960 Hannan-Quinn criter. 0.005926 1.275804 2.948048 3.154976 3.031070

F-statistic Prob(F-statistic)

8.775789 Durbin-Watson stat 0.000000 1.996984

ECM CVTDH

Dependent Variable: D(CVTDH) Method: Least Squares Date: 05/19/14 Time: 23:01 Sample (adjusted): 2007M04 2013M12 Included observations: 81 after adjustments

Std. Error t-Statistic

Prob.

Variable C D(LSCB) D(CVTDH(-1)) D(CVTDH(-2)) D(LSCB(-1)) D(LSCB(-2)) Coefficient -0.005617 0.954177 0.265234 -0.188951 0.344607 -0.126014 PHANDUCVTDH(-1) -0.069840 0.103619 0.206662 0.118002 0.115560 0.247547 0.235523 0.048188 -0.054204 4.617082 2.247700 -1.635082 1.392085 -0.535040 -1.449328 0.9569 0.0000 0.0276 0.1063 0.1681 0.5942 0.1515

R-squared Adjusted R-squared S.E. of regression Sum squared resid Log likelihood F-statistic Prob(F-statistic)

0.428777 Mean dependent var 0.382461 S.D. dependent var 0.931642 Akaike info criterion 64.22880 Schwarz criterion -105.5381 Hannan-Quinn criter. 9.257758 Durbin-Watson stat 0.000000 0.000000 1.185542 2.778719 2.985647 2.861741 2.023055

PHỤC LỤC 10:

ĐO LƢỜNG KẾT QUẢ TRUYỀN DẪN LÃI SUẤT TÁI CHIẾT KHẤU TRONG DÀI HẠN BẰNG PHƢƠNG PHÁP OLS

OLS TG6T

Dependent Variable: TG6T Method: Least Squares Date: 06/26/14 Time: 22:54 Sample: 2007M01 2013M12 Included observations: 84

Std. Error t-Statistic

Coefficient Prob.

0.821558 4.132039 0.059109 0.478798 13.89894 8.630035 0.0000 0.0000

Variable LSTCK C

R-squared Adjusted R-squared S.E. of regression Sum squared resid Log likelihood F-statistic Prob(F-statistic)

0.702014 Mean dependent var 0.698380 S.D. dependent var 1.688971 Akaike info criterion 233.9150 Schwarz criterion -162.2048 Hannan-Quinn criter. 193.1806 Durbin-Watson stat 0.000000 10.27417 3.075332 3.909637 3.967514 3.932903 0.407090

OLS TG12T

Dependent Variable: TG12T Method: Least Squares Date: 06/26/14 Time: 23:01 Sample: 2007M01 2013M12 Included observations: 84

Std. Error t-Statistic

Coefficient Prob.

0.764222 4.904272 0.051329 0.415774 14.88870 11.79551 0.0000 0.0000

Variable LSTCK C

R-squared Adjusted R-squared S.E. of regression Sum squared resid Log likelihood F-statistic Prob(F-statistic)

0.729973 Mean dependent var 0.726680 S.D. dependent var 1.466655 Akaike info criterion 176.3883 Schwarz criterion -150.3494 Hannan-Quinn criter. 221.6733 Durbin-Watson stat 0.000000 10.61774 2.805384 3.627367 3.685244 3.650633 0.522474

OLS TG18T

Dependent Variable: TG18T Method: Least Squares Date: 06/26/14 Time: 23:12 Sample: 2007M01 2013M12 Included observations: 84

Std. Error t-Statistic

Coefficient Prob.

0.554856 6.068459 0.049842 0.403726 11.13239 15.03113 0.0000 0.0000

Variable LSTCK C

R-squared Adjusted R-squared S.E. of regression Sum squared resid Log likelihood F-statistic Prob(F-statistic)

0.601807 Mean dependent var 0.596951 S.D. dependent var 1.424154 Akaike info criterion 166.3136 Schwarz criterion -147.8793 Hannan-Quinn criter. 123.9302 Durbin-Watson stat 0.000000 10.21667 2.243251 3.568554 3.626431 3.591820 0.393913

OLS TG24T

Dependent Variable: TG24T Method: Least Squares Date: 06/26/14 Time: 23:03 Sample: 2007M01 2013M12 Included observations: 84

Std. Error t-Statistic

Coefficient Prob.

0.555788 6.046967 0.049144 0.398078 11.30932 15.19042 0.0000 0.0000

Variable LSTCK C

R-squared Adjusted R-squared S.E. of regression Sum squared resid Log likelihood F-statistic Prob(F-statistic)

0.609339 Mean dependent var 0.604575 S.D. dependent var 1.404230 Akaike info criterion 161.6926 Schwarz criterion -146.6958 Hannan-Quinn criter. 127.9006 Durbin-Watson stat 0.000000 10.20214 2.233089 3.540376 3.598253 3.563642 0.399017

OLS CVNH

Dependent Variable: CVNH Method: Least Squares Date: 06/26/14 Time: 23:04 Sample: 2007M01 2013M12 Included observations: 84

Std. Error t-Statistic

Coefficient Prob.

0.960679 6.274801 0.058365 0.472771 16.45973 13.27238 0.0000 0.0000

Variable LSTCK C

R-squared Adjusted R-squared S.E. of regression Sum squared resid Log likelihood F-statistic Prob(F-statistic)

0.767655 Mean dependent var 0.764821 S.D. dependent var 1.667712 Akaike info criterion 228.0637 Schwarz criterion -161.1408 Hannan-Quinn criter. 270.9228 Durbin-Watson stat 0.000000 13.45702 3.438919 3.884304 3.942181 3.907570 0.513489

OLS CVTDH

Dependent Variable: CVTDH Method: Least Squares Date: 06/26/14 Time: 23:05 Sample: 2007M01 2013M12 Included observations: 84

Std. Error t-Statistic

Coefficient Prob.

0.861547 8.087365 0.063658 0.515642 13.53399 15.68407 0.0000 0.0000

Variable LSTCK C

R-squared Adjusted R-squared S.E. of regression Sum squared resid Log likelihood F-statistic Prob(F-statistic)

0.690763 Mean dependent var 0.686992 S.D. dependent var 1.818940 Akaike info criterion 271.3005 Schwarz criterion -168.4321 Hannan-Quinn criter. 183.1690 Durbin-Watson stat 0.000000 14.52845 3.251177 4.057906 4.115783 4.081172 0.444391

PHỤC LỤC 11:

ĐO LƢỜNG KẾT QUẢ TRUYỀN DẪN LÃI SUẤT TÁI CHIẾT KHẤU TRONG NGẮN THEO MÔ HÌNH ECM

ECM TG1T

Dependent Variable: D(TG1T) Method: Least Squares Date: 06/26/14 Time: 23:19 Sample (adjusted): 2007M02 2013M12 Included observations: 83 after adjustments

Std. Error t-Statistic

Prob.

Coefficient -0.014247 0.364947 0.112713 0.091937 -0.126398 3.969520 0.8997 0.0002

Variable C D(LSTCK)

R-squared Adjusted R-squared S.E. of regression Sum squared resid Log likelihood F-statistic Prob(F-statistic)

0.162852 Mean dependent var 0.152517 S.D. dependent var 1.026849 Akaike info criterion 85.40797 Schwarz criterion -118.9587 Hannan-Quinn criter. 15.75709 Durbin-Watson stat 0.000155 -0.012048 1.115427 2.914669 2.972954 2.938084 1.296224

ECM TG6T

Dependent Variable: D(TG6T) Method: Least Squares Date: 06/26/14 Time: 23:08 Sample (adjusted): 2007M04 2013M12 Included observations: 81 after adjustments

Std. Error t-Statistic

Prob.

Coefficient -0.004084 0.323872 0.465321 -0.084349 0.188688 -0.027376 0.086446 0.080211 0.116723 0.118788 0.082280 0.082082 -0.047241 4.037767 3.986536 -0.710080 2.293247 -0.333522 0.9624 0.0001 0.0002 0.4799 0.0247 0.7397

0.066519 -2.185396 0.0320

Variable C D(LSTCK) D(TG6T(-1)) D(TG6T(-2)) D(LSTCK(-1)) D(LSTCK(-2)) PHANDUTG6TCK(- 1) -0.145371

R-squared Adjusted R-squared S.E. of regression Sum squared resid Log likelihood F-statistic 0.468723 Mean dependent var 0.425647 S.D. dependent var 0.777670 Akaike info criterion 44.75302 Schwarz criterion -90.90577 Hannan-Quinn criter. 10.88118 Durbin-Watson stat -0.006914 1.026138 2.417426 2.624354 2.500448 1.990307

Prob(F-statistic) 0.000000

ECM TG12T

Dependent Variable: D(TG12T) Method: Least Squares Date: 06/26/14 Time: 23:10 Sample (adjusted): 2007M04 2013M12 Included observations: 81 after adjustments

Std. Error t-Statistic

Prob.

0.9522 0.0001 0.0303 0.0913 0.0425 0.8411 Coefficient -0.005468 0.351711 0.264303 0.201182 0.180354 -0.017410 0.090883 0.083100 0.119707 0.117584 0.087389 0.086521 -0.060161 4.232398 2.207913 1.710965 2.063796 -0.201217

0.081901 -3.287526 0.0015

Variable C D(LSTCK) D(TG12T(-1)) D(TG12T(-2)) D(LSTCK(-1)) D(LSTCK(-2)) PHANDUTG12TCK(- 1) -0.269253

R-squared Adjusted R-squared S.E. of regression Sum squared resid Log likelihood F-statistic Prob(F-statistic)

0.412452 Mean dependent var 0.364812 S.D. dependent var 0.816936 Akaike info criterion 49.38649 Schwarz criterion -94.89574 Hannan-Quinn criter. 8.657843 Durbin-Watson stat 0.000000 -0.015802 1.025032 2.515944 2.722872 2.598966 1.957350

ECM TG18T

Dependent Variable: D(TG18T) Method: Least Squares Date: 07/22/14 Time: 23:39 Sample (adjusted): 2007M05 2013M12 Included observations: 80 after adjustments

Std. Error t-Statistic

Prob.

0.9648 0.0008 0.0088 0.0706 0.9024 0.8438 0.0360 0.4379 Coefficient -0.003624 0.264682 0.318140 0.222829 -0.015350 0.015304 0.164716 -0.058219 0.081913 0.075459 0.118018 0.121380 0.124776 0.077369 0.077068 0.074625 -0.044246 3.507607 2.695686 1.835794 -0.123022 0.197808 2.137273 -0.780149

0.080945 -3.234682 0.0018

Variable C D(LSTCK) D(TG18T(-1)) D(TG18T(-2)) D(TG18T(-3)) D(LSTCK(-1)) D(LSTCK(-2)) D(LSTCK(-3)) PHANDUTG18TCK(- 1) -0.261833

R-squared Adjusted R-squared S.E. of regression Sum squared resid Log likelihood F-statistic Prob(F-statistic)

0.416544 Mean dependent var 0.350803 S.D. dependent var 0.731676 Akaike info criterion 38.00981 Schwarz criterion -83.74779 Hannan-Quinn criter. 6.336092 Durbin-Watson stat 0.000004 -0.012750 0.908093 2.318695 2.586673 2.426135 2.060649

ECM TG24T

Dependent Variable: D(TG24T) Method: Least Squares Date: 06/26/14 Time: 23:15 Sample (adjusted): 2007M05 2013M12 Included observations: 80 after adjustments

Std. Error t-Statistic

Prob.

Coefficient -0.001491 0.263795 0.316992 0.255574 -0.023607 0.006880 0.157995 -0.058929 0.080458 0.074293 0.117161 0.120782 0.125036 0.076095 0.075777 0.073130 -0.018536 3.550735 2.705607 2.115998 -0.188803 0.090415 2.084987 -0.805812 0.9853 0.0007 0.0085 0.0379 0.8508 0.9282 0.0407 0.4230

0.081649 -3.262669 0.0017

Variable C D(LSTCK) D(TG24T(-1)) D(TG24T(-2)) D(TG24T(-3)) D(LSTCK(-1)) D(LSTCK(-2)) D(LSTCK(-3)) PHANDUTG24TCK(- 1) -0.266393

R-squared Adjusted R-squared S.E. of regression Sum squared resid Log likelihood F-statistic Prob(F-statistic)

0.423586 Mean dependent var 0.358638 S.D. dependent var 0.718688 Akaike info criterion 36.67240 Schwarz criterion -82.31499 Hannan-Quinn criter. 6.521930 Durbin-Watson stat 0.000002 -0.011250 0.897406 2.282875 2.550853 2.390315 2.068574

ECM CVNH

Dependent Variable: D(CVNH) Method: Least Squares Date: 06/26/14 Time: 23:16 Sample (adjusted): 2007M04 2013M12 Included observations: 81 after adjustments

Std. Error t-Statistic

Prob. Coefficient

0.9638 0.0000 0.0101 Variable C D(LSTCK) D(CVNH(-1)) 0.004853 0.703910 0.324163 0.106638 0.099763 0.122711 0.045512 7.055851 2.641687

-0.015592 0.181317 -0.013156 0.122786 0.105405 0.106680 -0.126983 1.720198 -0.123324 0.8993 0.0896 0.9022

0.099860 -2.871895 0.0053

D(CVNH(-2)) D(LSTCK(-1)) D(LSTCK(-2)) PHANDUCVNHCK(- 1) -0.286787

R-squared Adjusted R-squared S.E. of regression Sum squared resid Log likelihood F-statistic Prob(F-statistic)

0.476657 Mean dependent var 0.434224 S.D. dependent var 0.959636 Akaike info criterion 68.14668 Schwarz criterion -107.9362 Hannan-Quinn criter. 11.23311 Durbin-Watson stat 0.000000 0.005926 1.275804 2.837930 3.044858 2.920952 1.994434

ECM CVTDH

Dependent Variable: D(CVTDH) Method: Least Squares Date: 06/26/14 Time: 23:18 Sample (adjusted): 2007M04 2013M12 Included observations: 81 after adjustments

Std. Error t-Statistic

Prob.

Coefficient -0.003601 0.538849 0.374312 -0.071520 0.218392 -0.038896 0.103181 0.093950 0.117576 0.117511 0.094809 0.097281 -0.034899 5.735498 3.183572 -0.608622 2.303480 -0.399833 0.9723 0.0000 0.0021 0.5446 0.0241 0.6904

0.080899 -2.577093 0.0120

Variable C D(LSTCK) D(CVTDH(-1)) D(CVTDH(-2)) D(LSTCK(-1)) D(LSTCK(-2)) PHANDUCVTDHCK (-1) -0.208485

R-squared Adjusted R-squared S.E. of regression Sum squared resid Log likelihood F-statistic Prob(F-statistic)

0.432522 Mean dependent var 0.386510 S.D. dependent var 0.928583 Akaike info criterion 63.80773 Schwarz criterion -105.2717 Hannan-Quinn criter. 9.400239 Durbin-Watson stat 0.000000 0.000000 1.185542 2.772142 2.979069 2.855164 1.983801