Luận văn Thạc sĩ Kinh tế: Truyền dẫn bất đối xứng từ lãi suất chính sách tiền tệ đến lãi suất ngân hàng bán lẻ - Nghiên cứu trường hợp Vietinbank

.

BỘ GIÁO DỤC VÀ ĐÀO TẠO TRƯỜNG ĐẠI HỌC KINH TẾ TP. HỒ CHÍ MINH

PHẠM QUANG THỊNH

TRUYỀN DẪN BẤT ĐỐI XỨNG TỪ LÃI SUẤT CHÍNH

SÁCH TIỀN TỆ ĐẾN LÃI SUẤT NGÂN HÀNG BÁN LẺ -

NGHIÊN CỨU TRƯỜNG HỢP VIETINBANK

LUẬN VĂN THẠC SĨ KINH TẾ

TP. Hồ Chí Minh – 2019

.

.

BỘ GIÁO DỤC VÀ ĐÀO TẠO TRƯỜNG ĐẠI HỌC KINH TẾ TP. HỒ CHÍ MINH

PHẠM QUANG THỊNH

TRUYỀN DẪN BẤT ĐỐI XỨNG TỪ LÃI SUẤT CHÍNH

SÁCH TIỀN TỆ ĐẾN LÃI SUẤT NGÂN HÀNG BÁN LẺ -

NGHIÊN CỨU TRƯỜNG HỢP VIETINBANK

Chuyên ngành: Tài chính - Ngân hàng

Mã số: 8340201

LUẬN VĂN THẠC SĨ KINH TẾ

NGƯỜI HƯỚNG DẪN KHOA HỌC:

PGS.TS. HỒ VIẾT TIẾN

TP. Hồ Chí Minh - 2019

.

LỜI CAM ĐOAN

Tôi xin cam đoan đề tài nghiên cứu “Truyền dẫn bất đối xứng từ lãi suất

chính sách tiền tệ đến lãi suất ngân hàng bán lẻ - Nghiên cứu trường hợp

Vietinbank” là công trình nghiên cứu của riêng tôi dưới sự hướng dẫn của PGS.TS.

Hồ Viết Tiến. Các thông tin và số liệu trong luận văn là trung thực, đáng tin cậy và

phù hợp với thực tế. Kết quả của luận văn chưa từng được ai công bố trong bất kỳ

công trình nào và các nội dung trích dẫn đều được chính tôi thu thập, ghi rõ nguồn

gốc ở phần tài liệu tham khảo.

TP. Hồ Chí Minh, ngày 04 tháng 10 năm 2019

.

Tác giả

MỤC LỤC

TRANG PHỤ BÌA

LỜI CAM ĐOAN

MỤC LỤC

DANH MỤC CÁC TỪ VIẾT TẮT

DANH MỤC CÁC BẢNG

DANH MỤC CÁC HÌNH VẼ

TÓM TẮT

ABSTRACT

CHƯƠNG 1. GIỚI THIỆU VỀ ĐỀ TÀI NGHIÊN CỨU ...................................... 1

1.1. Giới thiệu về Vietinbank ................................................................................... 1

1.2. Giới thiệu về vấn đề nghiên cứu ........................................................................ 2

1.2.1. Vấn đề nghiên cứu ......................................................................................... 2

1.2.2. Mục tiêu nghiên cứu ...................................................................................... 3

1.2.3. Tóm tắt các nghiên cứu trước ........................................................................ 3

1.2.4. Câu hỏi nghiên cứu ........................................................................................ 5

1.2.5. Đối tượng nghiên cứu .................................................................................... 5

1.2.6. Phạm vi nghiên cứu ....................................................................................... 5

1.2.7. Phương pháp nghiên cứu ............................................................................... 6

1.2.8. Kết cấu nghiên cứu ........................................................................................ 6

CHƯƠNG 2. CƠ SỞ LÝ THUYẾT VỀ TRUYỀN DẪN LÃI SUẤT CHÍNH SÁCH TIỀN TỆ ......................................................................................................... 7

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

2.1.1. Kênh lãi suất .................................................................................................. 8

2.1.2. Kênh tỷ giá ..................................................................................................... 9

2.1.3. Kênh giá tài sản ............................................................................................. 9

2.1.4. Kênh kỳ vọng ............................................................................................... 10

2.1.5. Kênh tín dụng .............................................................................................. 10

2.2. Truyền dẫn lãi suất chính sách tiền tệ ............................................................. 11

.

2.2.1. Khái niệm cơ bản về truyền dẫn lãi suất ..................................................... 11

2.2.2. Các yếu tố giải thích cho sự cứng nhắc của lãi suất (Interest rate stickiness) . ..................................................................................................................... 14

2.2.3. Các nghiên cứu thực nghiệm ....................................................................... 17

Kết luận Chương 2 .................................................................................................. 23

CHƯƠNG 3. PHƯƠNG PHÁP NGHIÊN CỨU .................................................. 24

3.1. Kiểm định tính dừng ........................................................................................ 24

3.1.1. Kiểm định nghiệm đơn vị ADF (Augmented Dickey-Fuller) ..................... 24

3.1.2. Kiểm định nghiệm đơn vị Zivot và Andrews (ZA) ..................................... 25

3.2. Phương pháp ARDL ........................................................................................ 25

3.3. Phương pháp ARDL phi tuyến (NARDL) ...................................................... 29

3.4. Mô tả dữ liệu ................................................................................................... 31

Kết luận Chương 3 .................................................................................................. 33

CHƯƠNG 4. KẾT QUẢ NGHIÊN CỨU .............................................................. 36

4.1. Kiểm định tính dừng ....................................................................................... 36

4.2. Đo lường mức độ truyền dẫn từ lãi suất chính sách tiền tệ đến lãi suất bán lẻ (lãi suất huy động) tại Vietinbank ............................................................................. 38

4.2.1. Truyền dẫn đến lãi suất huy động không kỳ hạn ......................................... 38

4.2.2. Truyền dẫn đến lãi suất huy động kỳ hạn 3 tháng ....................................... 41

4.2.3. Truyền dẫn đến lãi suất huy động kỳ hạn 6 tháng ....................................... 44

4.2.4. Truyền dẫn đến lãi suất huy động kỳ hạn 12 tháng ..................................... 47

4.2.5. Truyền dẫn đến lãi suất huy động kỳ hạn trên 12 tháng .............................. 49

4.3. Truyền dẫn từ lãi suất chính sách đến lãi suất huy động cho nền kinh tế Việt Nam ......................................................................................................................... 52

4.4. So sánh cơ chế truyền dẫn lãi suất ............................................................... 55

Kết luận Chương 4 .................................................................................................. 57

CHƯƠNG 5. KẾT LUẬN ....................................................................................... 58

5.1. Tóm tắt các kết quả thực nghiệm .................................................................... 58

5.2. Hàm ý quản trị cho Vietinbank ....................................................................... 59

5.2.1. Theo dõi diễn biến và dự báo lãi suất trên thị trường tiền tệ trong nước và quốc tế, cũng như các chính sách điều hành lãi suất từ phía NHNN ........................ 59

.

5.2.2. Điều hành linh hoạt chính sách lãi suất ....................................................... 60

5.2.3. Đa dạng hóa các sản phẩm huy động vốn ngắn hạn và các thành phần trong nền kinh tế ................................................................................................................. 60

5.3. Hàm ý chính sách cho NHNN ......................................................................... 61

5.3.1. Giảm dần sự can thiệp trực tiếp vào thị trường và các chủ thể tham gia thị trường ..................................................................................................................... 61

5.3.2. Nới lỏng các rào cản gia nhập thị trường tiền tệ ......................................... 62

5.3.3. Thực hiện chính sách tiền tệ nới lỏng .......................................................... 62

5.4. Hạn chế của đề tài và gợi ý hướng nghiên cứu tiếp theo ................................ 63

Kết luận Chương 5 .................................................................................................. 63

DANH MỤC TÀI LIỆU THAM KHẢO

.

PHỤ LỤC

DANH MỤC CÁC TỪ VIẾT TẮT

Ngân hàng Nông nghiệp & Phát triển nông thôn Việt Nam Agribank

ARDL

Autoregressive Distributed Lag (Mô hình tự hồi quy phân phối trễ)

Ngân hàng TMCP Đầu tư và Phát triển Việt Nam BIDV

Ban kiểm soát BKS

Hội đồng quản trị HĐQT

Interest rate pass-through (Truyền dẫn lãi suất) IRPT

NARDL

Nonlinear Autoregressive Distributed Lag (Mô hình tự hồi quy phân phối trễ phi tuyến)

Ngân hàng Nhà nước Việt Nam NHNN

Ngân hàng thương mại NHTM

Tổng giám đốc TGĐ

Thương mại cổ phần TMCP

TP.HCM Thành phố Hồ Chí Minh

TSC Trụ sở chính

Vietcombank Ngân hàng TMCP Ngoại thương Việt Nam

.

Vietinbank Ngân hàng TMCP Công thương Việt Nam

DANH MỤC CÁC BẢNG

Bảng 3.1 Thống kê mô tả dữ liệu lãi suất (giai đoạn 2008M1-2018M1) ................. 33

Bảng 4.1 Kết quả kiểm định tính dừng ..................................................................... 36

Bảng 4.2 Kết quả kiểm định Zivot và Andrews ....................................................... 37

Bảng 4.3 Kết quả điều chỉnh đối xứng và bất đối xứng của lãi suất huy động không

kỳ hạn ........................................................................................................................ 39

Bảng 4.4 Hồi quy bất đối xứng của lãi suất huy động không kỳ hạn trong khuôn khổ

NARDL bất đối xứng ngắn hạn và dài hạn ............................................................... 40

Bảng 4.5 Kết quả điều chỉnh đối xứng và bất đối xứng của lãi suất huy động kỳ hạn

3 tháng ....................................................................................................................... 42

Bảng 4.6 Hồi quy bất đối xứng của lãi suất huy động kỳ hạn 3 tháng trong khuôn khổ

NARDL bất đối xứng ngắn hạn và dài hạn ............................................................... 43

Bảng 4.7 Kết quả điều chỉnh đối xứng và bất đối xứng của lãi suất huy động kỳ hạn

6 tháng ....................................................................................................................... 45

Bảng 4.8 Hồi quy bất đối xứng của lãi suất huy động kỳ hạn 6 tháng trong khuôn khổ

NARDL bất đối xứng ngắn hạn và dài hạn ............................................................... 46

Bảng 4.9 Kết quả điều chỉnh đối xứng và bất đối xứng của lãi suất huy động kỳ hạn

12 tháng ..................................................................................................................... 47

Bảng 4.10 Hồi quy bất đối xứng của lãi suất huy động kỳ hạn 12 tháng trong khuôn

khổ NARDL bất đối xứng ngắn hạn và dài hạn ........................................................ 49

Bảng 4.11 Kết quả điều chỉnh đối xứng và bất đối xứng của lãi suất huy động kỳ hạn

trên 12 tháng .............................................................................................................. 50

Bảng 4.12 Hồi quy bất đối xứng của lãi suất huy động kỳ hạn trên 12 tháng trong

khuôn khổ NARDL bất đối xứng ngắn hạn và dài hạn ............................................. 51

Bảng 4.13 Kết quả điều chỉnh đối xứng và bất đối xứng của lãi suất huy động của

nền kinh tế ................................................................................................................. 53

Bảng 4.14 Hồi quy bất đối xứng của lãi suất huy động của nền kinh tế trong khuôn

khổ NARDL bất đối xứng ngắn hạn và dài hạn ........................................................ 54

.

Bảng 4.15 So sánh cơ chế truyền dẫn lãi suất cho Vietinbank và nền kinh tế ......... 56

DANH MỤC CÁC HÌNH VẼ

Hình 2.1 Kênh truyền dẫn chính sách tiền tệ ............................................................. 7

Hình 2.2 Các cách thức truyền dẫn chính sách tiền tệ ............................................. 12

Hình 3.1 Xu hướng các biến lãi suất ........................................................................ 32

Hình 4.1 Số nhân động tích lũy của lãi suất huy động không kỳ hạn ...................... 41

Hình 4.2 Số nhân động tích lũy của lãi suất huy động kỳ hạn 3 tháng .................... 44

Hình 4.3 Số nhân động tích lũy của lãi suất huy động kỳ hạn 6 tháng .................... 47

Hình 4.4 Số nhân động tích lũy của lãi suất huy động kỳ hạn 12 tháng .................. 49

Hình 4.5 Số nhân động tích lũy của lãi suất huy động kỳ hạn trên 12 tháng ........... 52

.

Hình 4.6 Số nhân động tích lũy của lãi suất huy động của nền kinh tế ................... 55

TÓM TẮT

Nghiên cứu vận dụng phương pháp tự hồi quy phân phối trễ phi tuyến, phát

triển gần đây bởi Shin, Yu và Greenwood-Nimmo (2014), nhằm khảo sát phản ứng

của lãi suất ngân hàng bán lẻ (lãi suất huy động vốn) của Vietinbank trước các thay

đổi của lãi suất chính sách (lãi suất cơ bản) giai đoạn 2008M01 đến 2018M01. Kết

quả thực nghiệm phát hiện rằng, cơ chế truyền dẫn lãi suất (IRPT) sang lãi suất ngân

hàng bán lẻ thể hiện sự điều chỉnh bất đối xứng cả trong ngắn hạn lẫn dài hạn. IRPT

trong trạng thái lãi suất chính sách tăng là không hoàn toàn nhưng khi lãi suất chính

sách giảm đa phần lại là quá mức. Ngoài ra, lãi suất ngân hàng bán lẻ là cứng nhắc

hướng lên, ủng hộ hành vi thông đồng giàn xếp giá. Nghiên cứu này cung cấp các

tiêu chí đánh giá chính xác để Ngân hàng Nhà nước Việt Nam hiểu được động lực

phi tuyến giữa lãi suất điều hành chính sách và lãi suất ngân hàng bán lẻ, hỗ trợ việc

hoạch định chính sách và dự báo hiệu quả hơn cho Chính phủ Việt Nam.

Từ khóa: Tự hồi quy phân phối trễ phi tuyến (NARDL); truyền dẫn lãi suất;

.

bất đối xứng; đồng liên kết.

ABSTRACT

This paper adopts the newly developed nonlinear autoregressive distributed

lag model, advanced by Shin, Yu and Greenwood-Nimmo (2014) to investigate the

Vietinbank’s retail rate (deposit rate) responsiveness to changes in the policy rate

(prime rate) from 2008M01 to 2018M01. The empirical findings reveal that the

interest rate pass-through (IRPT) mechanism to the retail rate shows an asymmetric

adjustment both in the short run and in the long run. The IRPT exhibits

incompleteness when the policy rate rises but overshoot when the one falls.

Moreover, the retail rate is rigid upward, which supports the collusive pricing

behavior. This paper to provide accurate assessment criteria for the State Bank of Viet

Nam to understand the nonlinear dynamics among the policy rate and the retail rate,

thus leading to more efficient policy-making and forecasting for the Vietnamese

government.

Keywords: Nonlinear autoregressive distributed lag (NADRL); interest rate

.

pass through (IRPT); asymmetric; cointegration.

1

CHƯƠNG 1. GIỚI THIỆU VỀ ĐỀ TÀI NGHIÊN CỨU

1.1. Giới thiệu về Vietinbank:

Ngân hàng TMCP Công thương Việt Nam được thành lập vào ngày

26/03/1988 với tên giao dịch là đầu tiên là Incombank và sau đó là Vietinbank trên

cơ sở tách ra từ Ngân hàng Nhà nước Việt Nam theo Nghị định số 53/HĐBT của Hội

đồng Bộ trưởng. Trong thời gian đầu, Vietinbank hoạt động như một ngân hàng

chuyên doanh phục vụ cho các thành phần kinh tế hoạt động trong lĩnh vực công,

thương nghiệp. Sau đó, Vietinbank đã đa dạng các đối tượng phục vụ sang tất cả các

thành phần trong nền kinh tế với đầy đủ các dịch vụ tài chính (huy động vốn, tín dụng,

kinh doanh vốn, tài trợ thương mại, kinh doanh ngoại tệ,…).

Trải qua hơn 30 năm hình thành và phát triển, Vietinbank đã phát huy tốt vai

trò là một ngân hàng phục vụ hiệu quả trong lĩnh vực công, thương nghiệp và có

những đóng góp quan trọng cho sự ổn định, phát triển kinh tế trong nước, thực hiện

theo đúng các chính sách, chỉ đạo từ NHNN. Với các giá trị cốt lõi (“Hướng đến

khách hàng, “Hướng đến sự hoàn hảo”, “Năng động, sáng tạo, chuyên nghiệp, hiện

đại”, “Trung thực, chính trực, minh bạch, đạo đức nghề nghiệp”, “Sự tôn trọng”, “Bảo

vệ và phát triển thương hiệu”, “Phát triển bền vững và trách nhiệm với cộng đồng, xã

hội”) cùng với các thành quả đã đạt được trong quá trình phát triển đã giúp Vietinbank

ngày càng khẳng định được vị thế thương hiệu theo đúng tầm nhìn sẽ trở thành một

Tập đoàn tài chính ngân hàng dẫn đầu Việt Nam, ngang tầm khu vực, hiện đại, đa

năng, hiệu quả cao. Hiện nay, quy mô hoạt động của Vietinbank ngày càng được mở

rộng gồm có 1 Trụ sở chính ở Thành phố Hà Nội (tại số 108 Trần Hưng Đạo, Quận

Hoàn Kiếm, Thành phố Hà Nội), 155 chi nhánh trải dài khắp 63 tỉnh thành, 2 chi

nhánh tại Đức, 1 văn phòng đại diện tại Myanmar, 2 văn phòng đại diện ở TP.HCM

và Thành phố Đà Nẵng, 1 Ngân hàng con ở Lào và 958 phòng giao dịch.

Trong đó, Phòng Quản lý Cân đối vốn & Kế hoạch Tài chính thuộc Khối Tài

chính của Vietinbank (tham khảo Phụ lục 1. Bộ máy tổ chức Vietinbank) đóng vai

trò trung tâm trong việc hoạch định chính sách lãi suất và các chính sách tài chính

cho toàn hệ thống dự trên cơ sở: (i) Lãi suất điều hành của NHNN; (ii) Mặt bằng lãi

2

suất của các NHTM và đặc biệt là khối NHTM có vốn Nhà nước chi phối (Agribank,

Vietcombank, BIDV); (iii) Tình hình thanh khoản của nội bộ Vietinbank và (iv) Tình

hình cung cầu vốn trên thị trường tiền tệ.

1.2. Giới thiệu về vấn đề nghiên cứu:

1.2.1. Vấn đề nghiên cứu:

Truyền dẫn từ lãi suất chính sách đến lãi suất ngân hàng bán lẻ là một vấn đề

quan trọng trong việc đo lường hiệu quả của chính sách tiền tệ nhằm duy trì nền kinh

tế ổn định. Sự truyền dẫn cao hơn từ lãi suất điều hành chính sách (policy-controlled

rate) sang lãi suất cho vay hoặc huy động báo hiệu hệ thống ngân hàng và chính sách

tiền tệ hoạt động hiệu quả (Fuertes và cộng sự, 2010). Việc sử dụng chính sách tiền

tệ như công cụ chính để điều chỉnh cung và cầu thị trường đặt ra nhiều vấn đề một

khi truyền dẫn từ lãi suất điều hành chính sách sang lãi suất bán lẻ chậm chạp

(sluggish) hoặc không hoàn toàn (incomplete). Tuy nhiên, việc truyền dẫn hoàn toàn

hoặc đầy đủ (full) cho phép Ngân hàng Trung ương chuyển tất cả các chi phí liên

quan đến việc tăng lãi suất chính sách sang lãi suất bán lẻ là rất ít khả năng xảy ra.

Các ngân hàng có thể đòi hỏi phần bù cao hơn cho rủi ro do hoạt động kinh tế chậm

lại. Ví dụ, việc giảm lãi suất chính sách sẽ không chuyển hoàn toàn cho các cá nhân

hoặc các doanh nghiệp, đây được xem là sự truyền dẫn không đầy đủ. Ngược lại, nếu

các ngân hàng cân nhắc rủi ro thấp, họ có thể tăng mức độ truyền dẫn, điều này dẫn

đến sự quá nóng của nền kinh tế, đó được xem là sự truyền dẫn cao. Do đó, nắm rõ

IRPT rất quan trọng vì lãi suất bán lẻ tác động đến cung và cầu của thị trường cho

vay và huy động, và tác động đến hoạt động kinh tế như chu kỳ kinh tế, đầu tư, mức

lạm phát và tăng trưởng GDP. Chính sách tiền tệ chỉ hoạt động hiệu quả nếu tồn tại

mối quan hệ lãi suất dài hạn giữa Ngân hàng Trung ương và các ngân hàng bán lẻ,

bất kể quá trình truyền dẫn đó là hoàn toàn, một phần (partial) hay quá mức (over

pass-through) (Zhang và cộng sự, 2017). IRPT là đối xứng nếu các mẫu hình điều

chỉnh thuộc về trạng thái cân bằng dài hạn là giống nhau giữa các mẫu hình tăng và

giảm. Ngược lại, quá trình điều chỉnh như vậy cho các mẫu hình khác nhau là bất đối

xứng.

3

1.2.2. Mục tiêu nghiên cứu:

 Mục tiêu tổng quát:

+ Xem xét cơ chế truyền dẫn từ lãi suất chính sách (đại diện là lãi suất cơ

bản) đến lãi suất huy động (của Vietinbank và nền kinh tế) trong ngắn hạn

và dài hạn.

+ Xem xét mức độ diều chỉnh về mức cân bằng dài hạn của lãi suất.

+ Xem xét yếu tố bất đối xứng trong cơ chế truyền dẫn lãi suất.

+ So sánh cơ chế truyền dẫn lãi suất huy động của Vietinbank và nền kinh

tế.

 Mục tiêu cụ thể:

+ Đo lường mức độ truyền dẫn từ lãi suất chính sách đến lãi suất huy động

(của Vietinbank và nền kinh tế).

+ Đo lường tốc độ điều chỉnh về mức cân bằng dài hạn của lãi suất huy động

trong mối quan hệ tương quan với lãi suất cơ bản.

+ Đo lường yếu tố bất đối xứng (phi tuyến) trong truyền dẫn từ lãi suất chính

sách đến lãi suất huy động.

+ Đưa ra hàm ý quản trị cho Vietinbank trong việc quản trị chính sách lãi

suất và hàm ý chính sách cho NHNN trong việc điều hành chính sách lãi

suất.

1.2.3. Tóm tắt các nghiên cứu trước:

Các nghiên cứu thực nghiệm liên quan truyền dẫn chính sách tiền tệ trong

nhiều thập niên qua tương đối đa dạng. Nhiều đóng góp gần đây tập trung vào việc

điều tra các thuộc tính định tính và định lượng của IRPT (Sander và Klein, 2006;

Jamilov, 2012; Jamilov và Égert, 2014; Yu và cộng sự, 2013; Wang và Lee, 2009;

Fang và Thanh Binh, 2006; Kwapil và Scharler, 2010; và Zhang và cộng sự, 2017).

Đặc biệt, các đóng góp tập trung tìm hiểu bằng cách nào quá trình truyền dẫn của lãi

suất dài hạn đối với các khoản vay và tiền gửi giữa Ngân hàng Trung ương và ngân

hàng bán lẻ hoạt động. Một số nghiên cứu phát hiện ra rằng quá trình truyền dẫn điều

4

chỉnh khác nhau phụ thuộc vào các quốc gia, thị trường và khoảng thời gian khác

nhau. Tuy nhiên, các nghiên cứu về IRPT tại Việt Nam còn tương đối ít ỏi. Ví dụ:

 Đinh Thị Thu Hồng và Phan Đình Mạnh (2013) thông qua mô hình ECM-

EGARCH (1,1) kiểm tra tính đối xứng và bất đối xứng trong truyền dẫn lãi

suất, tính cứng nhắc trong quá trình điều chỉnh cho Việt Nam. Các tác giả phát

hiện truyền dẫn từ lãi suất thị trường sang lãi suất bán lẻ của ngân hàng là

không hoàn toàn; trong một số trường hợp, biến động của lãi suất làm tăng

mức độ truyền dẫn, tuy nhiên, các trường hợp khác lại cho kết quả trái ngược.

 Nguyễn Thị Ngọc Trang và Nguyễn Hữu Tuấn (2014) nghiên cứu cơ chế

truyền dẫn lãi suất chính sách đến lãi suất bán lẻ Việt Nam, thông qua mô hình

ARDL cũng như mô hình ECM. Các tác giả khẳng định sự tồn tại của truyền

dẫn không hoàn toàn từ lãi suất liên ngân hàng và lãi suất chính sách đến lãi

suất bán lẻ. Tuy nhiên, các nghiên cứu này chỉ đề cập cơ chế IRPT ở góc độ

tổng thể của nền kinh tế, chưa đi sâu phân tích từng ngân hàng thương mại

riêng lẻ. Đây là một hướng nghiên cứu mang ý nghĩa về mặt thực tiễn chính

sách cho các nhà hoạch định tiền tệ, giúp làm rõ cơ chế IRPT sang lãi suất của

từng ngân hàng và từ đó, có các biện pháp can thiệp phù hợp giúp tăng mức

độ IRPT (nếu truyền dẫn không hoàn toàn) hoặc giảm mức độ IRPT (nếu

truyền dẫn quá mức).

 Các nghiên cứu về IRPT từ lãi suất chính sách sang lãi suất bán lẻ của từng

ngân hàng có thể điểm qua như: Nguyễn Thị Mai Trúc (2016) và Trịnh Xuân

Quang (2015) cho Agribank; Đoàn Duy Khánh (2014) cho Vietcombank. Các

nghiên cứu này đa phần phát hiện IRPT từ lãi suất chính sách sang lãi suất cho

vay và huy động là không đầy đủ trong ngắn hạn và dài hạn. Cá biệt, nghiên

cứu của Đoàn Duy Khánh (2014) không xác nhận được mối quan hệ đồng liên

kết đối xứng giữa lãi suất tái cấp vốn (đại diện lãi suất trần) với các lãi suất

cho vay và huy động.

Tác giả cho rằng, điều này xuất phát từ việc các nghiên cứu này chưa đề cập

hiệu ứng bất đối xứng trong IRPT, vô tình bỏ qua đặc tính đồng liên kết ẩn giữa các

5

biến lãi suất. Bên cạnh đó, theo hiểu biết của tác giả, nghiên cứu về IRPT tại

Vietinbank vẫn còn bỏ ngỏ. Xuất phát từ các lỗ hổng trên, nghiên cứu này áp dụng

phương pháp phát triển gần đây, tự hồi quy phân phối trễ phi tuyến (NARDL), theo

đề xuất của Shin và cộng sự (2014), nhằm đánh giá sự điều chỉnh ngắn hạn về trạng

thái cân bằng dài hạn, bên cạnh mối quan hệ lãi suất dài hạn giữa NHNN và

Vietinbank. Ưu điểm chính của phương pháp là kết hợp đồng liên kết bất đối xứng

với mô hình ARDL để thu được khung sai số hiệu chỉnh liên quan. Dựa vào cách tiếp

cận tiền tệ, nghiên cứu đánh giá sự truyền dẫn trực tiếp từ lãi suất cơ bản (lãi suất

chính sách) sang lãi suất huy động với các kỳ hạn khác nhau của Vietinbank trong

giai đoạn từ tháng 1/2008 đến tháng 1/2018. Bên cạnh đó, nhằm có góc nhìn toàn

diện về IRPT, tác giả tiến hành thêm bước phân tích truyền dẫn đến lãi suất huy động

của nền kinh tế để có cơ sở so sánh cho các kết quả thực nghiệm thu được khi phân

tích IRPT từ lãi suất chính sách sang lãi suất của Vietinbank.

1.2.4. Câu hỏi nghiên cứu:

 IRPT từ lãi suất chính sách sang lãi suất huy động (của Vietinbank và nền kinh

tế) là hoàn toàn hay không hoàn toàn hay quá mức trong ngắn hạn và dài hạn?

 Hiệu ứng bất đối xứng (phi tuyến) có tồn tại trong cơ chế IRPT từ lãi suất

chính sách sang lãi suất huy động (của Vietinbank và nền kinh tế) không?

 Phản ứng của lãi suất huy động (của Vietinbank và nền kinh tế) khi lãi suất

sinh sách tăng và giảm có khác biệt nhau đáng kể hay không?

 Cơ chế IRPT từ lãi suất chính sách sang lãi suất huy động của Vietinbank và

nền kinh tế có khác biệt nhau đáng kể hay không?

1.2.5. Đối tượng nghiên cứu:

Sự truyền dẫn từ lãi suất cơ bản của NHNN đến lãi suất huy động của

Vietinbank và nền kinh tế trong ngắn hạn và dài hạn.

1.2.6. Phạm vi nghiên cứu:

Không gian nghiên cứu: Toàn bộ nền kinh tế đối với lãi suất cơ bản và lãi suất

huy động của nền kinh tế. Toàn hệ thống Vietinbank đối với lãi suất huy động của

Vietinbank.

6

Thời gian nghiên cứu: dữ liệu được thu thập từ tháng 1 năm 2018 đến tháng 1

năm 2018 (2008M1–2018M1).

1.2.7. Phương pháp nghiên cứu:

Dữ liệu nghiên cứu: Luận văn sử dụng lãi suất cơ bản đại diện cho lãi suất điều

hành của NHNN, lãi suất huy động tại Vietinbank (gồm các kỳ hạn: không kỳ hạn, 3

tháng, 6 tháng, 12 tháng và trên 12 tháng) và lãi suất huy động của nền kinh tế

(Deposit rate).

Phương pháp nghiên cứu:

 Phân tích định tính: tác giả sử dụng phương pháp thống kê mô tả, tổng hợp, so

sánh, phân tích để nghiên cứu lãi suất chính sách, lãi suất huy động và sự

truyền dẫn.

 Phân tích định lượng: tác giả sử dụng phương pháp kiểm định tính dừng ADF,

DF-GLS, ZA, mô hình ARDL và NARDL để nghiên cứu sự truyền dẫn bất

đối xứng từ lãi suất chính sách tiền tệ đến lãi suất huy động của Vietinbank và

nền kinh tế trong ngắn, dài hạn.

1.2.8. Kết cấu nghiên cứu:

Luận văn có kết cấu gồm 5 chương với nội dung chính như sau:

 Chương 1: Giới thiệu về đề tài nghiên cứu.

 Chương 2: Cơ sở lý thuyết về truyền dẫn lãi suất chính sách tiền tệ.

 Chương 3: Phương pháp nghiên cứu.

 Chương 4: Kết quả nghiên cứu.

 Chương 5: Kết luận.

7

CHƯƠNG 2. CƠ SỞ LÝ THUYẾT VỀ TRUYỀN DẪN LÃI SUẤT CHÍNH

SÁCH TIỀN TỆ

2.1. Các kênh truyền dẫn chính sách tiền tệ:

Giới kinh tế cùng chung nhận định chính sách tiền tệ là một công cụ mạnh mẽ

cho các nhà chức trách tiền tệ xác định mức độ tổng cầu trong ngắn hạn và trung hạn

như mong muốn của Ngân hàng Trung ương. Để đạt thành công trong việc thực thi

chính sách tiền tệ, các nhà chức trách tiền tệ phải có một sự phán đoán chính xác về

thời gian và hiệu quả của các chính sách đối với nền kinh tế, do đó đòi hỏi phải có

kiến thức chuyên sâu về các cơ sở thông qua đó chính sách tiền tệ ảnh hưởng đến nền

kinh tế (Mishkin, 1995). Về vấn đề này, một số Ngân hàng Trung ương quyết định

lãi suất ngắn hạn dự kiến sẽ ảnh hưởng đến các hoạt động kinh tế chung. Các hoạt

động kinh tế chịu ảnh hưởng thông qua nhiều kênh, được biết đến rộng rãi với tên gọi

cơ chế truyền dẫn chính sách tiền tệ. Kênh tỷ giá, giá tài sản, kỳ vọng và lãi suất thị

trường là một trong những kênh truyền dẫn chính sách tiền tệ. Hình 2.1 bên dưới trình

Lãi suất thị trường

Cầu trong nước

Tổng cầu

Tỷ giá

Áp lực lạm phát

Cầu nước ngoài ròng

Lãi suất chính sách

Giá tài sản

Lạm phát

Kỳ vọng

Giá nhập khẩu

bày cơ chế truyền dẫn chính sách tiền tệ của Ngân hàng Trung ương Anh (BoE).

Nguồn: Ngân hàng Trung ương Anh (www.bankofengland.co.uk).

Hình 2.1. Kênh truyền dẫn chính sách tiền tệ.

Kênh truyền dẫn đầu tiên và được coi là kênh truyền tải chính sách tiền tệ

chính. Chính sách tiền tệ nới lỏng dẫn đến giảm lãi suất thực dài hạn, từ đó ảnh hưởng

đến đầu tư kinh doanh, đầu tư vào nhà ở và chi tiêu tiêu dùng cho hàng hóa lâu bền.

8

Sự thay đổi tương ứng trong tổng cầu cuối cùng được phản ánh trong tổng sản lượng

và giá cả. Do đó, mối quan hệ giữa lãi suất danh nghĩa và lãi suất thực được giải thích

bằng các lý thuyết dựa trên sự cứng nhắc về giá cả và tiền lương, mối liên hệ giữa lãi

suất thực ngắn hạn và dài hạn xuất phát từ giả thuyết kỳ vọng về cấu trúc kỳ hạn của

lãi suất và mối quan hệ giữa tổng cầu với sản lượng và giá cả. Bên cạnh đó, việc mở

rộng chính sách tiền tệ làm giảm bớt sự lựa chọn bất lợi và rủi ro đạo đức bằng cách

tăng giá trị ròng của các công ty (thông qua giá cổ phiếu cao hơn), giảm rủi ro cho

vay (thông qua lãi suất thực thấp hơn), cải thiện dòng tiền của công ty (thông qua lãi

suất danh nghĩa thấp hơn) và giảm gánh nặng của các hợp đồng nợ danh nghĩa (bằng

cách tăng mức độ phổ biến).

2.1.1. Kênh lãi suất:

Quan điểm truyền thống của Keynes về cơ chế truyền dẫn của chính sách tiền

tệ có thể được đặc trưng bởi phương trình sau:

M↑ ⇒ i↓ ⇒ I↑ ⇒ Y↑

Trong đó, M↑ ký hiệu chính sách tiền tệ nới lỏng dẫn đến sự sụt giảm của lãi

suất thực (i↓). Chi phí vốn giảm và do đó, chi tiêu đầu tư tăng (I↑); dẫn đến sự gia

tăng của sản lượng (Y↑). Sơ đồ này không chỉ áp dụng cho các quyết định đầu tư kinh

doanh mà còn áp dụng cho các quyết định tiêu dùng của các hộ gia đình. Trong trường

hợp này, I trình bày chi tiêu nhà ở và tiêu dùng lâu dài. Một đặc điểm quan trọng của

kênh lãi suất là nó hoạt động với lãi suất thực chứ không phải lãi suất danh nghĩa.

Thực tế là rất quan trọng để hiểu cách thức hoạt động của kênh nếu lãi suất danh

nghĩa gần bằng không. Trong thời kỳ giảm phát, sự nới lỏng của chính sách tiền tệ

M↑ dẫn đến mức giá kỳ vọng tăng (Pe↑) và do đó, lạm phát kỳ vọng tăng (πe ↑). Bởi

vậy, lãi suất thực giảm (i↓), ngay cả khi lãi suất danh nghĩa gần bằng không.

M↑ ⇒ Pe↑ ⇒ πe ↑ ⇒ i↓ ⇒ I↑ ⇒ Y↑

Tuy nhiên, có một sự phản đối đối với quan điểm của Keynes về truyền dẫn

chính sách tiền tệ; rằng mô hình IS-LM chỉ tính đến một giá tài sản, là lãi suất. Với

các thị trường quốc tế đang phát triển, có 2 kênh truyền dẫn khác đòi hỏi sự chú ý, là

kênh tỷ giá (exchange rate channel) và kênh giá tài sản (asset prices channel).

9

2.1.2. Kênh tỷ giá:

Tỷ giá hối đoái là giá tương đối của tiền tệ trong nước và nước ngoài, vì vậy

nó phụ thuộc vào cả điều kiện tiền tệ nội sinh và ngoại sinh. Tác động lên tỷ giá hối

đoái của thay đổi lãi suất chính thức (official rate) không thể dự đoán chắc chắn, vì

điều đó còn tùy thuộc vào kỳ vọng lãi suất và lạm phát trong nước và nước ngoài, mà

chính chúng cũng có thể cùng lúc chịu ảnh hưởng bởi sự thay đổi chính sách. Tuy

nhiên, giả sử các yếu tố khác là như nhau, lãi suất chính thức tăng bất ngờ có thể dẫn

đến sự định giá cao (appreciation) ngay lập tức của đồng nội tệ trên thị trường ngoại

hối; kết quả ngược lại khi lãi suất giảm. Kênh tỷ giá cũng liên quan đến hiệu ứng lãi

suất vì khi lãi suất thực trong nước giảm, tiền gửi bằng nội tệ trở nên kém hấp dẫn

hơn so với tiền gửi bằng ngoại tệ, dẫn đến giảm giá trị tiền gửi nội tệ so với tiền gửi

bằng các loại tiền tệ khác, điều đó đồng nghĩa nội tệ định giá thấp (E↓). Sự định giá

thấp (mất giá) dẫn đến sự gia tăng xuất khẩu ròng (NX↑) và do đó, làm tăng sản

lượng:

M↑ ⇒ i↓ ⇒ E↓ ⇒ NX↑ ⇒ Y↑

2.1.3. Kênh giá tài sản:

Có 2 kênh liên quan đến giá tài sản cần được nêu: i) lý thuyết q của Tobin về

đầu tư (Tobin, 1969); và ii) hiệu ứng của cải (wealth effect) lên tiêu dùng. Tobin giới

thiệu biến số q tương đương với giá trị thị trường của doanh nghiệp chia cho các chi

phí cần thiết để thay thế vốn. Nếu q cao, thiết bị và dụng cụ mới có giá rẻ hơn so với

giá trị thị trường của doanh nghiệp. Do đó, đầu tư sẽ tăng lên, các doanh nghiệp có

thể đầu tư chỉ với một số lượng nhỏ cổ phiếu phát hành. Ngược lại, nếu q thấp, giá trị

thị trường của doanh nghiệp nhỏ hơn so với chi phí thay thế vốn. Đầu tư sau đó cũng

thấp. Điểm mấu chốt là tồn tại mối liên kết giữa q và chi tiêu đầu tư. Quan điểm của

Keynes sau đó đi đến một kết luận rằng lãi suất giảm làm cho trái phiếu kém hấp dẫn

hơn so với vốn chủ sở hữu và do đó, làm tăng giá cổ phiếu. Kết hợp 2 hiệu ứng này

mang lại:

M↑ ⇒ Pe↑ ⇒ q↑ ⇒ I↑ ⇒ Y↑

10

Sự thay thế cho lý thuyết của Tobin là hiệu ứng của cải lên tiêu dùng (Modigliani,

1971). Theo lý thuyết này, tiêu dùng được quyết định bởi sự giàu có trong cuộc sống

của một cá nhân. Một trong những cấu thành của của cải trọn đời (lifetime wealth) là

của cải tài chính (financial wealth). Khi giá cổ phiếu tăng, của cải cũng tăng lên. Điều

đó dẫn đến sự gia tăng trong tiêu dùng và tổng sản lượng cao hơn.

M↑ ⇒ Pe↑ ⇒ giàu có↑ ⇒ chi tiêu↑ ⇒ Y↑

2.1.4. Kênh kỳ vọng:

Kênh kỳ vọng (expectations channel) dựa trên sự mong đợi của công chúng

về sự theo đuổi chính sách tiền tệ của Ngân hàng Trung ương trong tương lai và nó

sẽ ảnh hưởng như thế nào đến lạm phát, đầu tư, mức lương và tăng trưởng. Truyền

dẫn chính sách tiền tệ thông qua kênh kỳ vọng là không chắc chắn nhất bởi vì rất khó

để đo lường mức kỳ vọng và phụ thuộc vào cách thức công chúng giải thích những

thay đổi trong chính sách tiền tệ. Ví dụ, việc giảm lãi suất chính sách sẽ phát tín hiệu

cho sự tăng trưởng cao trong tương lai và nếu kỳ vọng của công chúng trở nên khả

quan hơn sẽ làm tăng lòng tin của nhà đầu tư trong việc đầu tư và tiêu dùng, dẫn đến

sự gia tăng sản lượng.

2.1.5. Kênh tín dụng:

Không hài lòng với thực tế các kênh truyền dẫn truyền thống bỏ qua tính bất

đối xứng của phân phối thông tin, 2 kênh truyền dẫn mới được ra đời. Kênh cho vay

ngân hàng (bank lending channel), mà tác giả xem xét trong nghiên cứu này, giả định

vai trò đặc biệt của ngân hàng là một tổ chức trao cơ hội tiếp cận vào thị trường tín

dụng cho những người đi vay, vốn không thể vay ở nơi khác. Điều đó có nghĩa là

không có sự bền vững hoàn hảo (perfect sustainability) của tiền gửi ngân hàng với

các nguồn tiền khác. Trong trường hợp này, kênh hoạt động như sau:

M↑ ⇒ tiền gửi ngân hàng↑ ⇒ khoản vay ngân hàng↑ ⇒ I↑ ⇒ Y↑

Chính sách tiền tệ mở rộng dẫn đến sự gia tăng tiền gửi, và do đó làm tăng các

khoản vay. Các doanh nghiệp (đặc biệt là các doanh nghiệp nhỏ) và các hộ gia đình,

nếu có thể đầu tư, sẽ nhận được nguồn tài trợ cho các khoản đầu tư của mình. Các

khoản đầu tư dẫn đến sản lượng cao hơn. Tuy nhiên, có một quan điểm khác về cho

11

vay. Kênh bảng cân đối (balance sheet channel) giả định rằng giá trị ròng của một

doanh nghiệp càng thấp thì lựa chọn bất lợi (adverse selection) và rủi ro đạo đức

(moral hazard) khi cho doanh nghiệp này vay càng cao. Giá trị ròng thấp hơn có nghĩa

là ít tài sản thế chấp và rủi ro cho vay đối với doanh nghiệp này cao hơn và ngược lại.

Kênh hoạt động được mô tả như sau:

M↑ ⇒ Pe↑ ⇒ lựa chọn bất lợi↓ và rủi ro đạo đức↓ ⇒ cho vay↑ ⇒ I↑ ⇒ Y↑.

Kênh này đặc biệt quan trọng ở các quốc gia nơi đầu tư phổ biến hơn vào thị

trường tài chính ngay cả đối với các dự án nhỏ (ví dụ như Mỹ).

2.2. Truyền dẫn lãi suất chính sách tiền tệ:

2.2.1. Khái niệm cơ bản về truyền dẫn lãi suất:

Truyền dẫn lãi suất (IRPT) đo lường mức độ các ngân hàng thương mại thay

đổi lãi suất bán lẻ nhằm đáp ứng các thay đổi trong lãi suất chính thức của Ngân hàng

Trung ương cả trong ngắn hạn và dài hạn. Một cách hiểu khác, quá trình truyền dẫn

lãi suất là sự phản ánh của lãi suất chính sách đối với lãi suất thị trường tiền tệ (hoặc

liên ngân hàng) và cuối cùng là lãi suất ngân hàng (hoặc bán lẻ) (Gambacorta, 2005).

Có 2 khuôn khổ truyền dẫn chính sách tiền tệ (Hình 2.2). Khuôn khổ đầu tiên ký hiệu

bằng chữ A và được gọi là cách tiếp cận chính sách tiền tệ (monetary policy

approach). Cách tiếp cận này cho biết lãi suất ngân hàng chịu ảnh hưởng trực tiếp bởi

quyết định chính sách tiền tệ và lãi suất chính sách truyền dẫn trực tiếp đến lãi suất

bán lẻ. Do vậy, trong cách tiếp cận này, giai đoạn trung gian của lãi suất thị trường

không quan trọng (Sander và Kleimeier, 2004). Khuôn khổ thứ hai, cách tiếp cận chi

phí vay vốn (cost of funds approach), kiểm tra cách thức lãi suất thị trường chuyển

sang lãi suất bán lẻ tương ứng (de Bondt, 2002). Cách tiếp cận này được ký hiệu là

chữ C.

12

A

B

Lãi suất chính sách (monetary policy rates)

C

Lãi suất bán lẻ (retail rates) Lãi suất thị trường (market rates)

Nguồn: Égert và MacDonald (2008)

Hình 2.2. Các cách thức truyền dẫn chính sách tiền tệ.

Cách tiếp cận thứ ba do Égert và cộng sự (2007) đề xuất, theo đó, quá trình

IRPT thông thường có thể được chia làm 2 giai đoạn, ký hiệu là chữ B và C. Giai

đoạn đầu xác định những cú sốc chính sách tiền tệ truyền dẫn đến lãi suất thị trường

tiền tệ ngắn hạn; và giai đoạn thứ hai cho thấy sự thay đổi của lãi suất thị trường tiền

tệ ảnh hưởng đến lãi suất bán lẻ ngân hàng. Các tác giả lập luận rằng giai đoạn đầu

(ký hiệu B) vận hành dựa trên độ dốc (hướng xuống, hướng lên hoặc nằm ngang) của

đường cong lãi suất, về cơ bản được xác định bởi các lý thuyết truyền thống. Ví dụ,

dựa theo lý thuyết kỳ vọng (expectations theory), lãi suất trong dài hạn được xác định

là giá trị kỳ vọng trung bình của lãi suất ngắn hạn tương lai. Lý thuyết ưa thích thanh

khoản (liquidity preference theory) phát biểu rằng lãi suất phụ thuộc vào phần bù

thanh khoản đòi hỏi của các nhà đầu tư nắm giữ tài sản ít thanh khoản. Lý thuyết phân

cách thị trường (market segmentation theory) cho rằng lãi suất với các phân khúc kỳ

hạn khác nhau chịu ảnh hưởng riêng biệt bởi các yếu tố cung và cầu đặc biệt (Égert

và MacDonald, 2008). Tóm lại, nếu đường cong lãi suất giữ ổn định, truyền dẫn lãi

suất chính sách đến lãi suất thị trường dự kiến sẽ tương xứng; trong khi đó, bất kỳ

khúc cong (twist) nào trong đường cong lãi suất chắc chắn sẽ làm thay đổi kích thước

cũng như mức độ truyền dẫn. Hơn nữa, trong dài hạn, lãi suất thị trường không chỉ

chịu ảnh hưởng bởi rủi ro và tính thanh khoản, mà còn bởi các yếu tố kinh tế vĩ mô,

như tăng trưởng kinh tế và lạm phát (Baugnet và Hrandisky, 2004). Ngoài ra, những

13

biến động của các công cụ tài chính ở các thị trường khác, ví dụ như ở Mỹ, có ảnh

hưởng đến lãi suất dài hạn trong khu vực đồng Euro. Giai đoạn cuối (ký hiệu C) của

quá trình truyền dẫn lãi suất, trong đó lãi suất thị trường và lãi suất vốn làm thay đổi

lãi suất ngân hàng, và có thể được xác định bằng mô hình đơn giản, dựa theo Rousseas

(1985), de Bondt (2002) và Petrevski và Bogoev (2012):

iB = μ + βiM,

trong đó, iB là lãi suất bán lẻ, μ là mark-up cố định, iM là lãi suất thị trường và β là hệ

số truyền dẫn. Do đó, hệ số truyền dẫn bằng 1 (β = 1, truyền dẫn hoàn toàn) trong

điều kiện cạnh tranh hoàn hảo và thông tin đầy đủ. Tuy nhiên, thị trường không phải

lúc nào cũng cạnh tranh hoàn hảo, thông tin không nhất thiết phải đầy đủ, công bằng.

Điều này dẫn đến quá trình truyền dẫn không hoàn toàn (β < 1). Tuy nhiên, hệ số điều

chỉnh có thể lớn hơn 1 (β > 1) do thông tin bất cân xứng (lựa chọn bất lợi và rủi ro

đạo đức) hoặc sự điều chỉnh nhanh chóng của lãi suất bán lẻ trước thay đổi trong lãi

suất thị trường. Ví dụ, khi lãi suất thị trường giảm, các ngân hàng có thể giảm sâu lãi

suất các khoản tiền gửi. Égert và Mac-Donald (2008) trình bày một số tác nhân, ảnh

hưởng quá trình truyền dẫn: i) cầu tiền gửi và cho vay; ii) chi phí chuyển đổi ngân

hàng; iii) phân cách thị trường; iv) bất cân xứng thông tin; v) thao túng điều chỉnh lãi

suất bán lẻ; vi) nguồn tài chính liên ngân hàng bên ngoài; vii) quan hệ với khách

hàng; viii) tình hình vĩ mô và kỳ vọng; ix) tỷ số ngân hàng (thanh khoản, tỷ số vốn,…).

Tóm lại, hiểu một cách đơn giản, truyền dẫn hoàn toàn (complete) hoặc đầy

đủ (full) xảy ra khi những thay đổi trong lãi suất chính thức dẫn đến sự thay đổi 1 đối

1 (one-for-one) trong lãi suất bán lẻ của ngân hàng thương mại; và nếu lãi suất của

các ngân hàng không điều chỉnh 1 đối 1, truyền dẫn bây giờ được gọi là không hoàn

toàn (incomplete) hoặc cứng nhắc (sticky) (Amarasekara, 2009). Sự cứng nhắc lãi

suất (interest rates stickiness) trong lĩnh vực ngân hàng có hai cách hiểu khác nhau.

Cottarelli và Kourelis (1994) chú thích rằng sự cứng nhắc lãi suất được sử dụng trong

cách thứ nhất để mô tả bản chất không co giãn tương đối của lãi suất ngân hàng khi

nhu cầu tín dụng và tiền gửi ngân hàng thay đổi. Cách hiểu thứ hai liên quan đến

những thay đổi về lãi suất thị trường tiền tệ, nghĩa là các ngân hàng thương mại điều

14

chỉnh lãi suất của mình một chút ít trong ngắn hạn (sự cứng nhắc ngắn hạn) và cũng

có thể tương tự trong dài hạn (sự cứng nhắc dài hạn), nhằm phản ứng trước sự thay

đổi lãi suất chính thức. Trong nghiên cứu này, tác giả sử dụng cách hiểu thứ hai.

2.2.2. Các yếu tố giải thích cho sự cứng nhắc của lãi suất (Interest rate

stickiness):

Các yếu tố giải thích sự cứng nhắc của lãi suất bán lẻ ngân hàng khi điều chỉnh

theo thay đổi của lãi suất chính sách là gì? Trả lời câu hỏi này đặt ra những thách thức

lớn cho các nhà hoạch định chính sách cùng giới kinh tế liên quan đến hiệu quả của

chính sách tiền tệ. Điều đó dẫn đến nhiều nghiên cứu tìm cách đưa ra lời giải thích

thuyết phục cho sự cứng nhắc trong điều chỉnh lãi suất bán lẻ của ngân hàng. Về mặt

lý thuyết, các yếu tố có thể ảnh hưởng đến mức độ phản ứng của lãi suất ngân hàng

trước những thay đổi trong lãi suất chính sách tương đối đa dạng, bao gồm: cấu trúc

và quyền sở hữu của hệ thống tài chính, hành vi thông đồng giàn xếp giá của ngân

hàng (collusive behavior), chi phí thực đơn (menu cost) và chuyển đổi (switching

cost), thông tin bất đối xứng và điều kiện kinh tế vĩ mô.

Cấu trúc của hệ thống tài chính là yếu tố chính quyết định sự truyền dẫn lãi

suất và đề cập đến số lượng người tham gia thị trường, mức độ cạnh tranh và sự tập

trung của khu vực ngân hàng, cấu trúc sở hữu, mức độ phát triển và độ mở của thị

trường tài chính (Cottarelli và Kourelis, 1994). Các tác giả lập luận rằng độ co giãn

cầu đối với các khoản vay yếu hơn ở các thị trường nơi có một số ít các đối thủ cạnh

tranh, rào cản gia nhập cao hoặc không có sự thay thế nguồn tài chính; do đó, trong

các thị trường như vậy, lãi suất cho vay có xu hướng phản ứng chậm chạp với sự năng

động trong thị trường tiền tệ và lãi suất chính sách trong ngắn hạn. Ngược lại, thị

trường tài chính phát triển tốt với thị trường trái phiếu và tiền tệ trong nước, chứng

khoán nợ doanh nghiệp và vốn mạo hiểm (capital venture) kết hợp độ mở với thị

trường vốn quốc tế, dẫn đến việc truyền dẫn nhanh hơn (Aziakpono và Wilson, 2010).

Mặt khác, tập trung vào sự cứng nhắc trong truyền dẫn lãi suất, vì các ngân hàng có

xu hướng áp dụng hành vi độc quyền (oligopolistic behavior), khiến lãi suất điều

chỉnh bất đối xứng. Hai lý thuyết cạnh tranh đã được Hannan và Berger (1991),

15

Neumark và Sharpe (1992) đề xuất để giải thích sự bất đối xứng trong việc điều chỉnh

lãi suất bán lẻ của ngân hàng: hành vi thông đồng giàn xếp giá (collusive pricing

arrangement) của các ngân hàng và giả thuyết phản ứng khách hàng (customer

reaction hypothesis). Hành vi thông đồng giàn xếp giá của các ngân hàng lập luận

rằng lãi suất huy động sẽ cứng nhắc hướng lên (upward rigidity) sau khi tăng lãi suất

chính sách vì việc tăng lãi suất huy động tạo ra chi phí bổ sung cho các ngân hàng

dưới hình thức thanh toán cao hơn cho người gửi tiền; trong khi đó, lãi suất cho vay

thể hiện tính cứng nhắc hướng xuống (downward rigidity) cao hơn để phản ứng với

việc cắt giảm lãi suất chính sách vì giảm lãi suất cho vay ảnh hưởng tiêu cực đến biên

lợi nhuận (profit margin) của các ngân hàng. Ngược lại, hành vi phản ứng bất lợi của

khách hàng cho thấy lãi suất huy động sẽ cứng nhắc hướng xuống trong trường hợp

lãi suất chính sách bị cắt giảm, trong khi lãi suất cho vay sẽ cho thấy mức độ cứng

nhắc hướng lên cao hơn khi lãi suất chính sách tăng.

Cấu trúc sở hữu của hệ thống tài chính cũng đóng vai trò trung tâm khi nói đến

việc truyền dẫn chính sách tiền tệ (Espinosa-Vega và Rebucci, 2003; Amarasekara,

2005). Trong các nền kinh tế nơi các tổ chức tài chính nhà nước (ngân hàng và phi

ngân hàng) chiếm ưu thế trên thị trường tài chính, các tổ chức đó là công cụ để đạt

được các mục tiêu chính sách của chính phủ và tối đa hóa lợi nhuận không phải là

hạn chế (constraint) chính của mình. Trong môi trường như vậy, lãi suất có khả năng

điều chỉnh với độ trễ do tính không hiệu quả (inefficiency) và cân nhắc chính trị

(political consideration), do đó gây ra sự cứng nhắc trong điều chỉnh lãi suất. Theo

Rotprice và Saloner (1987), sự cứng nhắc giá trong phản ứng với những thay đổi

trong điều kiện thị trường cơ bản có thể được giải thích bằng “chi phí thực đơn”, bao

gồm các chi phí thay đổi và lưu hành bảng giá mới, in ấn, quảng cáo, truyền đạt các

thay đổi cho khách hàng. Lý thuyết chi phí thực đơn dự đoán rằng các doanh nghiệp

sẽ chỉ điều chỉnh giá của mình khi lợi ích từ việc điều chỉnh lớn hơn chi phí vượt khỏi

trạng thái cân bằng. Hơn nữa, các doanh nghiệp cần duy trì mối quan hệ lâu dài với

khách hàng của mình và do đó, không muốn liên tục thay đổi giá vì điều này có thể

có tác động tiêu cực đến sự hài lòng của khách hàng. Theo quan điểm lý thuyết này,

16

các ngân hàng có thể trì hoãn trước khi phản ứng với những thay đổi trong lãi suất

chính sách (Cottarrelli và Kourelis, 1994). Khi một khách hàng quyết định chuyển từ

ngân hàng hoặc sản phẩm tài chính sang nơi khác (sản phẩm khác) để có được điều

kiện thuận lợi hơn, người này phải đối mặt với, cái gọi là, “chi phí chuyển đổi”, chủ

yếu đề cập đến chi phí tìm kiếm và giao dịch, bao gồm chi phí thông tin để khám phá

ngân hàng có lãi suất ưu đãi hơn, chi phí tìm hiểu các lãi suất và điều kiện khác nhau

đối với các khoản vay hoặc tiền gửi mới. Với những cân nhắc này, chi phí chuyển đổi

càng cao, khách hàng sẽ càng khó chuyển từ ngân hàng này sang ngân hàng khác; do

hành vi của khách hàng, lãi suất bán lẻ của ngân hàng sẽ trở nên cứng nhắc (Lowe và

Rohling, 1992). Trong nghiên cứu sâu sắc của mình, Stiglitz và Weiss (1981) đề cập

đến sự cứng nhắc lãi suất bán lẻ của ngân hàng với thông tin bất đối xứng trong thị

trường cho vay. Nếu tăng lãi suất cho vay, các ngân hàng có thể thu hút những người

đi vay rủi ro hơn (lựa chọn bất lợi), trong khi việc tăng lãi suất cho vay sẽ tạo ra

những ưu đãi cho người vay chất lượng kém để lựa chọn các dự án rủi ro hơn (rủi ro

đạo đức). Do đó, các ngân hàng sẽ thích đặt lãi suất cho vay thấp hơn lãi suất cân

bằng thị trường và phân bổ lượng cung tín dụng ngay cả khi chi phí vốn (funding

cost) tăng. Do đó, các tác giả chỉ ra rằng trong các thị trường có thông tin không hoàn

hảo, trạng thái cân bằng trong thị trường cho vay được đặc trưng bởi phân bổ tín dụng

và lãi suất cho vay thịnh hành sẽ không nhất thiết phải thay đổi sau những thay đổi

của lãi suất khác, bao gồm cả lãi suất chính sách; trong một môi trường như vậy, lãi

suất cho vay sẽ thể hiện sự cứng nhắc hướng lên. Điều kiện kinh tế vĩ mô cũng có tác

động quan trọng đến quy mô của truyền dẫn và tốc độ điều chỉnh của lãi suất bán lẻ.

Các ngân hàng thấy dễ dàng hơn để nhanh chóng chuyển các thay đổi của lãi suất

chính sách sang lãi suất cho vay và tiền gửi của mình trong điều kiện kinh tế thuận

lợi, đặc trưng bởi sự ổn định và tăng trưởng kinh tế nhanh chóng (Égert và

MacDonald, 2008). Ngược lại, mức độ biến động cao hơn trong chính sách và lãi suất

thị trường tiền tệ (phản ánh sự bất định và bất ổn kinh tế vĩ mô cao), làm giảm nội

dung thông tin của các tín hiệu chính sách và do đó, khiến các ngân hàng khó giải

quyết nhiễu (noise) hơn từ các tín hiệu chính sách; điều này làm suy yếu việc truyền

17

dẫn lãi suất, do các ngân hàng sẽ chờ đợi lâu hơn trước khi thay đổi lãi suất (Égert và

cộng sự, 2007).

2.2.3. Các nghiên cứu thực nghiệm:

Cottarelli và Kourelis (1994) phân tích sự truyền dẫn tại 31 quốc gia công

nghiệp và đang phát triển, bao gồm một số quốc gia thuộc Liên minh châu Âu (EU).

Các tác giả thấy rằng truyền dẫn dài hạn là hoàn toàn đối với hầu hết các quốc gia,

nhưng có bằng chứng cho thấy sự chậm chạp (sluggishness) trong điều chỉnh ngắn

hạn của lãi suất cho vay giữa các quốc gia riêng lẻ. Borio và Fritz (1995) điều tra sự

truyền dẫn từ lãi suất thị trường tiền tệ và chính sách sang lãi suất cho vay của ngân

hàng tại 12 quốc gia công nghiệp trong giai đoạn 1984–1994. Mặc dù có sự khác biệt

giữa các quốc gia, nhưng tựu chung, sự truyền dẫn là hoàn toàn trong vòng 2 năm.

Ngoài ra, có nhiều bằng chứng chưa nhất quán liên quan đến việc điều chỉnh ngắn

hạn, nhưng nhìn chung sự điều chỉnh là chậm chạp ở châu Âu. Bước sang thế kỷ mới,

việc thành lập Liên minh EU đã thúc đẩy một loạt các nghiên cứu thực nghiệm trong

lĩnh vực này (truyền dẫn lãi suất). Động lực chính xuất phát từ một mặt, việc giới

thiệu đồng tiền chung giúp tăng cường hội nhập thị trường tài chính trong khu vực

EU; mặt khác, chính sách tiền tệ chung tạo ra cú sốc tiền tệ thống nhất trên toàn khu

vực đồng Euro. Kết hợp với nhau, hai quá trình này cuối cùng sẽ dẫn đến sự hội tụ

trong hoạt động của kênh lãi suất ở khu vực EU. Một danh sách các nghiên cứu thực

nghiệm về truyền dẫn lãi suất ở khu vực EU bao gồm: Mojon (2000), Toolsema và

cộng sự (2001), Donnay và Degryse (2001), de Bondt (2005), Heinemann và Schuller

(2002), Sander và Kleimeier (2004), de Bondt và cộng sự (2005), Kleimeier và

Sander (2006), Van Leuvensteijn và cộng sự (2008), Banerjee và và cộng sự (2010).

Nói chung, những phát hiện chính của các nghiên cứu này như sau: 1) truyền dẫn lãi

suất thị trường tiền tệ sang lãi suất bán lẻ ngân hàng là không hoàn toàn; 2) sự truyền

dẫn sẽ đầy đủ hơn và nhanh hơn đối với các khoản vay ngân hàng ngắn hạn so với kỳ

hạn dài hơn; 3) khoản vay ngân hàng có truyền dẫn đầy đủ và nhanh chóng hơn so

với tiền gửi ngân hàng; 4) việc điều chỉnh ngắn hạn là nhanh nhất đối với các khoản

18

vay ngắn hạn cho khách hàng doanh nghiệp; 5) có sự khác biệt giữa các quốc gia

trong khu vực EU đối với cả hệ số truyền dẫn dài hạn và điều chỉnh ngắn hạn.

Gần đây, xuất hiện sự quan tâm ngày càng tăng về vai trò của kênh lãi suất ở

các nước CEE (Trung và Đông Âu), do thực tế là, sau khi cải cách toàn diện, chính

sách tiền tệ ở các quốc gia này được thực hiện bởi các công cụ dựa trên thị trường

(market-based instrument). Ngoài ra, phần lớn các nền kinh tế này đã gia nhập EU,

với một số trong đó trở thành thành viên của khu vực đồng Euro, điều này đặt ra vấn

đề hội tụ (convergence) cho các thành viên cũ của EU. Các nghiên cứu thực nghiệm

về truyền dẫn lãi suất trong các nền kinh tế CEE bao gồm: Wróbel và Pawłowska

(2002), Antohi và cộng sự (2003), Chmielewski (2003), Horváth và cộng sự (2004),

Kot (2004), Tieman (2004), Sander và Kleimeier (2006), Égert và cộng sự (2007),

Aleksic và cộng sự (2008), Égert và MacDonald (2008) và Horváth và Podpiera

(2012). Những phát hiện chính từ các nghiên cứu này như sau: 1) truyền dẫn là hoàn

toàn cho nhiều lãi suất bán lẻ, mặc dù có vẻ như bám dính trong ngắn hạn; 2) việc

điều chỉnh nhanh hơn nhiều so với khu vực đồng Euro; 3) quy mô và tốc độ truyền

dẫn cho lãi suất cho vay ngắn hạn của công ty cao hơn so với lãi suất huy động, lãi

suất cho vay hộ gia đình và các sản phẩm có kỳ hạn dài hơn; 4) không có bằng chứng

cho thấy sự truyền dẫn trong các thành viên mới của EU hội tụ với khu vực đồng

Euro; 5) có sự không đồng nhất (heterogeneity) đáng kể giữa các quốc gia trong việc

truyền dẫn, điều này có thể được giải thích bởi sự khác biệt về các yếu tố kinh tế vĩ

mô và cấu trúc tài chính của các quốc gia.

Minea và Rault (2011) nghiên cứu cơ chế truyền dẫn tại Bulgaria trong giai

đoạn 1999–2007, chủ yếu thông qua kênh lãi suất và thấy rằng phản ứng của lãi suất

thị trường tiền tệ trong nước đối với nước ngoài (LIBOR) là không ổn định. Mihailov

(2010) điều tra mối liên kết giữa nhiều mức lãi suất cho vay doanh nghiệp và lãi suất

thị trường tiền tệ ở Bulgaria trong năm 1999–2009, đề cập đến vai trò của rủi ro tín

dụng (credit risk) đối với chính sách định giá của ngân hàng. Tác giả xác nhận sự tồn

tại của đồng liên kết giữa các lãi suất ngân hàng, EURIBOR và chỉ số rủi ro tín dụng,

và thấy rằng lãi suất ngân hàng điều chỉnh nhanh chóng đến trạng thái cân bằng dài

19

hạn. Karagiannis và cộng sự (2011) phân tích truyền dẫn lãi suất ở Hy Lạp, Slovenia

và Bulgaria trong giai đoạn 1999–2007. Đối với Bulgaria, các tác giả tìm thấy đồng

liên kết giữa lãi suất thị trường tiền tệ và lãi suất ngân hàng, và cung cấp bằng chứng

cho việc điều chỉnh bất đối xứng của lãi suất cho vay ngân hàng. Vizek và Condic-

Jurkic (2010) đánh giá xem liệu thị trường tiền tệ và thị trường ngân hàng của khu

vực CEE có hợp nhất với khu vực EU hay không, do kết quả của việc sở hữu nước

ngoài trong khu vực ngân hàng trong nước cũng như mức độ “Euro hóa” cao. Các tác

giả thấy rằng chỉ có lãi suất thị trường tiền tệ của Bulgaria là đồng liên kết với thị

trường tiền tệ EU-15 do các khoản vay nặng lãi của ngân hàng Bulgaria từ các chủ

sở hữu nước ngoài. Ngoài ra, các tác giả cung cấp bằng chứng cho thấy lãi suất huy

động Croatia đồng liên kết với thị trường Ý và Áo, trong khi lãi suất huy động

Bulgaria có liên quan đến lãi suất huy động của Ý. Tương tự, lãi suất cho vay của

Croatia và Bulgaria đồng liên kết với lãi suất cho vay của Ý và Áo. Do đó, các tác

giả xác nhận sự truyền dẫn từ các quốc gia có ngân hàng có cổ phần sở hữu đáng kể

ở Bulgaria và Croatia.

Jovanovski và cộng sự (2005) phân tích sự truyền dẫn ở Macedonia và tìm ra

mối quan hệ đồng liên kết giữa lãi suất cho vay, lãi suất chính sách và lãi suất thị

trường tiền tệ trong giai đoạn 2002–2004. Tuy nhiên, các tác giả cho thấy sự truyền

dẫn từ lãi suất thị trường sang lãi suất cho vay là thấp và tốc độ điều chỉnh ngắn hạn

cực kỳ chậm. Thiếu sót lớn của phân tích này là các tác giả ước tính mối quan hệ

đồng liên kết trong khoảng thời gian mẫu chỉ hai năm, có thể không phù hợp.

Velickovski (2006) điều tra truyền dẫn lãi suất ở Macedonia trong giai đoạn 1998–

2006 và thấy rằng IRPT từ lãi suất chính sách đến lãi suất thị trường tiền tệ là hoàn

toàn, nhưng tác giả không tìm thấy mối quan hệ đồng liên kết giữa lãi suất thị trường

tiền tệ và lãi suất bán lẻ của các ngân hàng. Đối với điều chỉnh ngắn hạn, các ước tính

hàm ý rằng phải mất 4,5 tháng để điều chỉnh toàn bộ lãi suất thị trường tiền tệ về

trạng thái cân bằng dài hạn khi lãi suất chính sách thay đổi. Tuy nhiên, sự truyền dẫn

ngắn hạn đã trở nên nhanh hơn kể từ khi cải cách các công cụ chính sách tiền tệ vào

năm 2000. Một phân tích gần đây được thực hiện bởi Velickovski (2010) chỉ ra rằng,

20

sau khi ràng buộc khoảng thời gian 2003–2008 (do sự thay đổi thấp hơn của lãi suất

chính sách trong giai đoạn này theo lập luận của tác giả), gần như có sự điều chỉnh

dài hạn hoàn toàn của lãi suất cho vay của các ngân hàng đối với lãi suất chính sách.

Tuy nhiên, kết quả cho thấy tốc độ và kích thước của sự điều chỉnh ngắn hạn giữa hai

lãi suất này khá chậm chạp và không hoàn toàn.

Sander và Klein (2006) phát hiện rằng lãi suất bán lẻ ngân hàng thể hiện tính

chất điều chỉnh cứng nhắc ở Namibia, hàm ý rằng sự điều chỉnh của lãi suất bán lẻ

trước các thay đổi của lãi suất chính sách không phải là 1 đối 1. Jamilov (2012) và

Jamilov và Égert (2014) tuyên bố rằng IRPT sẽ không thể hoàn toàn một khi khu vực

ngân hàng kém phát triển. Tuy nhiên, nhiều nền kinh tế đang phát triển và đang

chuyển đổi đã thực hiện cải cách thị trường tài chính thông qua khu vực ngân hàng

và thị trường vốn đang phát triển nhanh chóng, dẫn đến việc truyền dẫn từ lãi suất

chính sách sang lãi suất bán lẻ ngân hàng được cải thiện. Liu và cộng sự (2011) áp

dụng phương pháp đồng liên kết Engel-Granger cùng phương pháp ARDL và tìm

thấy IRPT yếu nhưng mức độ điều chỉnh nhanh hơn trong các lãi suất ngắn hạn so

với trong dài hạn ở New Zealand. Sử dụng mô hình ARDL, Kwapil và Scharler (2010)

chỉ ra rằng tồn tại hiệu ứng IRPT nhanh hơn đối với lãi suất cho vay ngân hàng ở Mỹ

so với các nước châu Âu.

Theo Yu và cộng sự (2013), phần lớn các nghiên cứu trước đây sử dụng khuôn

khổ tuyến tính (hoặc đối xứng) khi đề cập cơ chế IRPT. Một nhược điểm của đồng

liên kết tuyến tính truyền thống và mô hình sai số hiệu chỉnh là không xem xét cấu

trúc thị trường, sự bất đối xứng của thông tin thị trường hoặc chi phí điều chỉnh.

Jankee (2004) sử dụng mô hình tự hồi quy ngưỡng (threshold autoregressive model)

và mô hình tự hồi quy động lực (momentum autoregressive model) để điều tra lãi suất

cho vay của ngân hàng ở Mauritius. Tác giả thấy rằng lãi suất cho vay của ngân hàng

điều chỉnh chậm với sự gia tăng của lãi suất chính sách; tuy nhiên, nó lại điều chỉnh

nhanh hơn với việc cắt giảm lãi suất chính sách. Bằng cách sử dụng mô hình Engel-

Granger và sai số hiệu chỉnh để kiểm tra IRPT của lãi suất bán buôn (wholesale

interest rate) và lãi suất thị trường tiền tệ (money market rate), De Angelis và cộng

21

sự (2005) cho thấy tính chất điều chỉnh bất đối xứng không thể được phát hiện trong

lãi suất cho vay của ngân hàng. Hơn nữa, đồng liên kết tuyến tính truyền thống không

thể giải thích sự điều chỉnh lãi suất ngắn hạn hoàn toàn khi xuất hiện biến động không

đồng nhất tiềm năng và cấu trúc thị trường (Enders và Siklos, 2001; Sander và

Kleimeier, 2006). Wang và Lee (2009) sử dụng kiểm định đồng liên kết bất đối xứng

để kiểm chứng IRPT tại Mỹ và 9 quốc gia châu Á. Các nhà nghiên cứu phát hiện ra

sự truyền dẫn hoàn toàn đối với lãi suất huy động của Mỹ nhưng kết quả này không

được xác nhận ở các quốc gia châu Á khác. Ngoài ra, các tác giả phát hiện ra rằng lãi

suất cho vay thể hiện sự cứng nhắc điều chỉnh hướng xuống ở Hồng Kông, Philippines

và Đài Loan. Fang và Thanh Binh (2006) sử dụng kiểm định đồng liên kết ngưỡng

bất đối xứng và mô hình EC-EGARCH (1,1)-M để điều tra IRPT tại Đài Loan và

Hồng Kông. Các nhà nghiên cứu nhận thấy sự cứng nhắc hướng lên trong lãi suất huy

động và cứng nhắc hướng xuống của lãi suất cho vay tồn tại ở cả Đài Loan và Hồng

Kông, do đó, ủng hộ giả thuyết thông đồng dàn xếp giá. Nhiều nghiên cứu (Égert và

cộng sự, 2007; Čihák và cộng sự, 2010; Van Leuvensteijn và cộng sự, 2013; Gropp

và cộng sự, 2014) chỉ ra rằng các điều kiện kinh tế vĩ mô thường ảnh hưởng đến mức

độ truyền dẫn. Các ngân hàng nhanh chóng điều chỉnh lãi suất cho vay và tiền gửi để

phản ứng với những thay đổi của lãi suất chính sách tiền tệ trong thời kỳ tăng trưởng

kinh tế cao. Tuy nhiên, sự bất ổn kinh tế vĩ mô và biến động lãi suất làm suy yếu hiệu

ứng IRPT. Matermiloa và cộng sự (2015) áp dụng phương pháp sai số hiệu chỉnh bất

đối xứng để kiểm tra IRPT dài hạn của lãi suất thị trường tiền tệ lên lãi suất cho vay

của ngân hàng và sự điều chỉnh bất đối xứng của lãi suất cho vay ở Nam Phi. Các tác

giả nhận thấy rằng các ngân hàng điều chỉnh lãi suất cho vay hướng xuống; tuy nhiên,

lãi suất cho vay cho thấy sự cứng nhắc hướng lên, hỗ trợ cho giả thuyết phản ứng

khách hàng.

Tuy các nghiên cứu xoay quanh chủ đề IRPT đã được tiến hành thực hiện từ

lâu, nhưng theo hiểu biết của tác giả, các nghiên cứu về IRPT tại Việt Nam tương đối

ít ỏi. Ví dụ, Đinh Thị Thu Hồng và Phan Đình Mạnh (2013) thông qua mô hình ECM-

EGARCH (1,1) kiểm tra tính đối xứng và bất đối xứng trong truyền dẫn lãi suất, tính

22

cứng nhắc trong quá trình điều chỉnh cho Việt Nam và các nền kinh tế mới nổi khác.

Các tác giả phát hiện truyền dẫn từ lãi suất thị trường sang lãi suất bán lẻ của ngân

hàng là không hoàn toàn; trong một số trường hợp, biến động của lãi suất làm tăng

mức độ truyền dẫn, tuy nhiên, các trường hợp khác lại cho kết quả trái ngược. Nghiên

cứu của Nguyễn Khắc Quốc Bảo và Nguyễn Hữu Huy Nhựt (2013) kiểm tra các yếu

tố dẫn đến sự bất đối xứng trong truyền dẫn lãi suất ở Việt Nam, với dữ liệu của 6

ngân hàng thương mại trong giai đoạn 2009-2012. Các kết quả cho thấy, điều kiện

ràng buộc về vốn và tính thanh khoản của các ngân hàng thương mại là nguyên nhân

chính, giải thích sự bất đối xứng trong truyền dẫn lãi suất ở Việt Nam. Nguyễn Thị

Ngọc Trang và Nguyễn Hữu Tuấn (2014) nghiên cứu cơ chế truyền dẫn lãi suất chính

sách đến lãi suất bán lẻ Việt Nam, thông qua mô hình ARDL cũng như mô hình ECM.

Các tác giả khẳng định sự tồn tại của truyền dẫn không hoàn toàn từ lãi suất liên ngân

hàng và lãi suất chính sách đến lãi suất bán lẻ. Tuy nhiên, nghiên cứu này không xác

nhận được sự hiện diện của mối quan hệ đồng liên kết giữa lãi suất chính sách và lãi

suất bán lẻ, theo cách tiếp cận tiền tệ.

Đề cập đến IRPT sang lãi suất bán lẻ của ngân hàng thương mại cụ thể tại Việt

Nam, Trịnh Xuân Quang (2015), thông qua mô hình ECM, tìm hiểu IRPT sang lãi

suất cho vay và huy động tại ngân hàng Agribank trong giai đoạn tháng 1/2008–

12/2014. Nghiên cứu phát hiện rằng trong ngắn hạn và dài hạn, IRPT từ lãi suất chính

sách sang lãi suất bán lẻ đều không đầy đủ, chỉ có IRPT từ lãi suất tái cấp vốn đến lãi

suất cho vay dài hạn là hoàn toàn. Cùng nghiên cứu cho trường hợp của Agribank,

Nguyễn Thị Mai Trúc (2016), thông qua mô hình ARDL cho giai đoạn dữ liệu

1/2008–12/2015, cũng phát hiện IRPT là không hoàn toàn. Mặc dù, sử dụng phương

pháp của Hendry (1995) nhằm xác định độ trễ hiệu chỉnh trung bình bất đối xứng,

nghiên cứu vẫn chưa đề cập toàn diện hiệu ứng bất đối xứng trong cơ chế IRPT.

Chuyển sang ngân hàng Vietcombank, khác với các nghiên cứu trước đây, Đoàn Duy

Khánh (2014) sử dụng mô hình ECM và phát hiện IRPT từ lãi suất cơ bản sang lãi

suất bán lẻ là hoàn toàn trong dài hạn. Tuy vậy, việc không đề cập hiệu ứng bất đối

xứng tiềm ẩn trong IRPT có thể dẫn đến sự thiếu vắng mối quan hệ dài hạn đối xứng

23

giữa lãi suất tái cấp vốn (đại diện lãi suất trần) với lãi suất bản lẻ. Từ các nghiên cứu

đã nêu, tác giả phát hiện 2 lỗ hổng nghiên cứu: i) Các nghiên cứu thực hiện về IRPT

tại Vietinbank là chưa có; ii) Các nghiên cứu về IRPT cho các ngân hàng thương mại

cụ thể chưa đề cập đầy đủ hiệu ứng bất đối xứng tiềm năng ngắn hạn lẫn dài hạn.

Xuất phát từ các thiếu sót trên, tác giả tiến hành nghiên cứu này nhằm đánh giá IRPT

từ lãi suất chính sách sang lãi suất huy động tại Vietinbank trong giai đoạn từ tháng

1/2008 đến tháng 1/2018, thông qua phương pháp NARDL, phát triển bởi Shin và

cộng sự (2014).

Kết luận Chương 2

Chương 2 đã trình bày tổng quan về các kênh truyền dẫn chính sách tiền tệ,

trong đó trọng tâm là kênh truyền dẫn lãi suất và các khái niệm về sự cứng nhắc của

lãi suất, hành vi thông đồng giàn xếp giá của các NHTM. Bên cạnh đó, tác giả cũng

đã lược khảo các nghiên cứu thực nghiệm trước đây về IRPT để làm cơ sở kiểm chứng

cho kết quả thực nghiệm ở Chương 4.

24

CHƯƠNG 3. PHƯƠNG PHÁP NGHIÊN CỨU

3.1. Kiểm định tính dừng:

Tương tự mô hình ARDL truyền thống của Pesaran và cộng sự (2001), trước

khi tiến hành ước lượng các mô hình NARDL cũng như kiểm chứng quan hệ đồng

liên kết dài hạn giữa các biến số, tác giả thực hiện 2 kiểm định tính dừng phổ biến,

gồm ADF (Augmented Dickey-Fuller) và DF-GLS (Dickey-Fuller generalized least

square) nhằm tránh sự hiện diện của các biến số dừng tại sai phân bậc hai, tức I(2);

vì nếu trường hợp này xảy ra, thống kê F sẽ trở nên vô nghĩa (Nkoro và Uko, 2016).

Sau đó, tác giả thực hiện kiểm định Zivot và Andrews (gọi tắt là ZA) để khắc phục

tính thiếu hiệu quả của các kiểm định nghiệm đơn vị tuyến tính (ADF và DF-GLS)

khi tồn tại điểm gãy cấu trúc trong chuỗi dữ liệu.

3.1.1. Kiểm định nghiệm đơn vị ADF (Augmented Dickey-Fuller):

p

Dạng tổng quát của kiểm định Dickey-Fuller tăng cường (ADF) như sau:

i=1

(3.1) ∆yt = c + δt + αyt−1 + ∑ βi∆yt−1 + εt

trong đó, c và t là các hồi quy xác định (deterministic regressor) cho phép số

hạng hằng số (constant term) hoặc xu hướng thời gian (time trend) nếu chuỗi dữ liệu

là dừng có xu hướng (trend stationary), hoặc số hạng dịch chuyển (drift term) và xu

hướng thời gian bậc hai (quadratic time trend) nếu chuỗi dữ liệu là dừng tại sai phân

(difference stationary). Ngoài ra, biến sai phân trễ được thêm vào để kiểm soát các

tác động của tương quan chuỗi (serial correlation), điều này có thể làm giảm hiệu lực

của kiểm định giả thuyết. Kiểm định tính dừng được thực hiện dựa trên cặp giả thuyết

sau:

H0: α = 0 chuỗi {yt} không dừng; H1: α < 0 chuỗi {yt} dừng hoặc được tạo nên thông qua quá trình dừng

(stationary process).

Ngoài ra, nghiên cứu còn thực hiện thêm kiểm định DF-GLS (Dickey-Fuller

bình phương nhỏ nhất tổng quát). Giả thuyết thống kê của kiểm định DF-GLS tương

25

tự kiểm định ADF, ngoại trừ việc chuỗi dữ liệu được chuyển đổi về hồi quy bình

phương nhỏ nhất tổng quát trước khi tiến hành kiểm định nghiệm đơn vị.

3.1.2. Kiểm định nghiệm đơn vị Zivot và Andrews (ZA):

Perron (1989) chỉ ra tính thiếu hiệu quả của các kiểm định nghiệm đơn vị tuyến

tính khi tồn tại điểm gãy cấu trúc trong chuỗi dữ liệu. Để khắc phục vấn đề này,

Perron (1989) mở rộng kiểm định ADF bằng cách thêm vào các biến giả nhằm nắm

bắt các điểm gãy cấu trúc (điểm gãy thời gian). Zivot và Andrews (1992) đề xuất các

điểm gãy cấu trúc trong chuỗi dữ liệu có thể nội sinh, và các tác giả mở rộng phương

pháp của Perron nhằm cho phép các ước lượng nội sinh của điểm gãy thời gian. Trong

nghiên cứu này, tác giả sử dụng mô hình chứa hệ số chặn và xu thế thời gian (mô

hình C), đề xuất bởi Zivot và Andrews (gọi tắt là ZA), nhằm ước lượng sự tồn tại của

k

nghiệm đơn vị với điểm gãy cấu trúc trong chuỗi dữ liệu:

j=1

(3.2) ∆yt = μ + θDUt(λ) + βt + γDTt(λ) + αyt−1 + ∑ cj∆yt−j + εt

trong đó, DUt và DTt trình bày các dịch chuyển trung bình (mean shift) và dịch

chuyển xu hướng (trend shift) cho các điểm gãy cấu trúc thời gian khả thi (structural

break-date). DUt nhận giá trị 1 nếu t > TB, và 0 trong trường hợp còn lại; DTt nhận

giá trị t − TB nếu t > TB, và 0 trong trường hợp còn lại. Giả thiết không của kiểm

định như sau, H0: α = 0, tức tồn tại nghiệm đơn vị và giả thiết đối lập H1: α < 0, tức

chuỗi dữ liệu dừng với điểm gãy thời gian. Mỗi mốc thời gian sẽ được xem xét để lựa

chọn điểm gãy thời gian tiềm năng trong kiểm định ZA; và điểm gãy thời gian sẽ

được xác định dựa vào thống kê t một phía tối thiểu.

3.2. Phương pháp ARDL:

Mô hình ARDL (tự hồi quy phân phối trễ) cung cấp kết quả đáng tin cậy để

kiểm tra các mối quan hệ dài hạn. Đối với hồi quy phương trình đơn động (dynamic

single-equation regression), phương pháp ARDL được xem là phù hợp nhất (Hassler

và Wolters, 2006), và ngày càng trở nên phổ biến kể từ sau thời điểm mô hình sai số

hiệu chỉnh (error-correction model), có thể nắm bắt các mối quan hệ đồng liên kết,

được Engle và Granger (1987) giới thiệu. Các vectơ đồng liên kết xác định các quan

26

hệ I(0) tồn tại giữa các biến không dừng riêng lẻ. Các biến số đồng liên kết với nhau

khi thu được mối quan hệ tuyến tính dài hạn từ tập hợp các biến có chung các thuộc

tính không dừng (non-stationary). Theo trực giác, phân tích đồng liên kết tìm kiếm

các kết hợp tuyến tính dừng của các biến số không dừng. Nếu sự kết hợp dừng như

vậy tồn tại, thì các biến số đồng liên kết, tức là bị ràng buộc bởi mối quan hệ cân

bằng. Do đó, ưu điểm của phân tích đồng liên kết, đó là một kiểm định trực tiếp cho

các lý thuyết kinh tế của các mối quan hệ dài hạn. Tuy nhiên, mối quan hệ đồng liên

kết có thể tồn tại giữa các biến là I(0) và I(1). Nếu tất cả các chuỗi dữ liệu là I(0),

chúng ta có thể sử dụng các kỹ thuật ước tính đơn giản, như OLS (bình phương nhỏ

nhất), cho dữ liệu tại bậc gốc. Nếu chắc chắn rằng chuỗi cơ sở cùng được tích hợp

(intergration) tại bậc nhất, tức là I(1), cũng như đồng liên kết với nhau; các kỹ thuật

đồng liên kết Johansen, phương pháp hồi quy hạng thu gọn dựa trên hệ thống (system-

based reduced rank regression approach), cũng như phương thức dựa vào phần dư hai

bước (two-step residual-based procedure) có thể được sử dụng, nhằm kiểm định giả

thuyết không (null hypothesis) của không có đồng liên kết (Pesaran và cộng sự, 2001).

Phương pháp OLS cho bậc gốc sẽ cho ra mối quan hệ cân bằng dài hạn giữa các biến

số; trong khi mô hình sai số hiệu chỉnh, được ước tính bởi phương pháp OLS, sẽ biểu

thị động lực ngắn hạn giữa các biến số. Nếu tất cả các biến là I(1), nhưng không đồng

liên kết, thì việc lấy sai phân dữ liệu và ước lượng hồi quy tiêu chuẩn với phương

pháp OLS sẽ là sự lựa chọn phù hợp. Tuy nhiên, nếu rơi vào trường hợp bậc tích hợp

của các biến cơ sở là hỗn hợp hoặc không chắc chắn, chúng ta nên ưu tiên sử dụng

mô hình ARDL. Nguyên nhân gây ra sự khó khăn trong việc khẳng định bậc tích hợp

tương đối đa dạng, điểm gãy cấu trúc (structural break) tiềm ẩn trong chuỗi dữ liệu là

một trong những lý do thường gặp.

Pesaran và cộng sự (2001) giới thiệu quy trình kiểm định đường bao ARDL

như một công cụ để điều tra sự tồn tại của mối quan hệ dài hạn giữa các biến số. Các

biến phụ thuộc và độc lập có thể được trình bày trong mô hình kết hợp với độ trễ. Do

đó, thuật ngữ “tự hồi quy” đề cập đến độ trễ của biến phụ thuộc và “phân phối” đề

cập đến độ trễ của các biến giải thích. Theo trực giác, tác động của sự thay đổi trong

27

các biến độc lập có thể hoặc không thể tức thời. Với sự hiện diện của các giá trị trễ

của biến phụ thuộc, ước tính OLS dẫn đến các ước tính chệch (biased estimate). Nếu

số hạng sai số tự tương quan, ước tính OLS sẽ không nhất quán; do đó, trong trường

hợp này ước tính biến công cụ thường được sử dụng. Phương pháp ARDL có thể

tránh được vấn đề nội sinh và kết quả ước lượng mô hình ARDL đối với mẫu dữ liệu

nhỏ tương đối đáng tin cậy (Pesaran và cộng sự, 2001). Trong mô hình hồi quy, không

nhất thiết tất cả các biến hồi quy phải có cùng độ trễ, vì khoảng thời gian mà các thay

đổi trong quá khứ của một biến ảnh hưởng đến một biến khác có thể thay đổi. Đây là

một đặc tính của mô hình ARDL, linh hoạt hơn so với phương pháp VAR đồng liên

kết khi không cho phép độ trễ khác nhau cho các biến số. Việc cho phép độ trễ tối ưu

của các biến số khác nhau giúp cải thiện đáng kể độ phù hợp của mô hình (Nkoro và

Uko, 2016). Pesaran và cộng sự (2001) cho thấy mô hình ARDL mang lại các ước

tính nhất quán (consistency) và tiệm cận phân phối chuẩn (asymptotic normality) cho

các hệ số dài hạn. Kết quả này vẫn đúng với các biến hồi quy hoàn toàn là I(0), I(1)

hoặc hỗn hợp giữa chúng. Pesaran và Shin (1999) cho thấy các thuộc tính mẫu nhỏ

của phương pháp kiểm định đường bao tốt hơn so với phương pháp đồng liên kết

truyền thống của Johansen (thường cần cỡ mẫu lớn để kết quả có giá trị). Trên đây là

các lý do mà tác giả áp dụng phương pháp ARDL và NARDL, vẫn giữ nguyên các

đặc tính của mô hình tiền nhiệm là ARDL (Shin và cộng sự, 2014), vào nghiên cứu

này. Trước khi trình bày mô hình ARDL, tác giả xuất phát từ mô hình hồi quy dài

hạn cơ bản sau đây:

(3.3) yt = Lxxt + ut

trong đó, yt và xt lần lượt là các biến phụ thuộc và độc lập; Lx là hệ số dài hạn

liên kết và ut là số hạng sai số. Nghiên cứu này tìm hiểu sự điều chỉnh của lãi suất

huy động tại Ngân hàng Thương mại cổ phần Công thương Việt Nam (Vietinbank)

trước các thay đổi trong lãi suất chính sách từ Ngân hàng Nhà nước. Do đó, cụ thể

trong nghiên cứu này, xt là biến lãi suất chính sách, yt là biến lãi suất huy động với

các kỳ hạn khác nhau, và Lx cung cấp các thông tin về mức độ truyền dẫn lãi suất.

Nếu Lx = 1, chúng ta kết luận truyền dẫn là hoàn toàn; nếu Lx < 1 là truyền dẫn

28

không hoàn toàn; nếu Lx > 1 là truyền dẫn quá mức. Do phương trình (3.3) trình bày

mối quan hệ dài hạn tuyến tính, nên chưa đề cập đến các hiệu ứng bất đối xứng cũng

như phi tuyến trong điều chỉnh lãi suất. Để thực hiện được mục tiêu này, cần có các

bước tiến hành phân tách tiếp theo, sẽ được trình bày trong phần mô hình NARDL.

Mối quan hệ dài hạn trong phương trình (3.3) được kết hợp với quá trình điều chỉnh

động ngắn hạn nhằm cung cấp góc nhìn sâu sắc về sự điều chỉnh giữa các khoảng

thời gian. Với mục tiêu này, phương pháp đồng liên kết Engle-Granger (1987) có thể

p−1

q

được sử dụng. Khi đó, phương trình (3.3) trở thành như sau:

i=1

i=0

(3.4) ∆yt = α0 + ∑ ϑ∆yt−i + ∑ π∆xt−i + γet−1 + εt

trong đó, ∆ ký hiệu sai phân hạng tử; γ là tốc độ của tham số điều chỉnh; và

et−1 là số hạng sai số hiệu chỉnh trễ một giai đoạn, thu được từ phần dư trong phương

trình (3.3). Như đã trình bày, phương pháp đồng liên kết truyền thống có một bất lợi

là yêu cầu tất cả các biến số trong phương trình phải cùng tích hợp tại bậc nhất, tức

là I(1); và số hạng sai số phải là I(0). Tuy nhiên, ràng buộc này khó lòng thỏa mãn

trong trường hợp của các biến số tài chính, vốn thể hiện đặc tính dừng khác nhau. Do

đó, Pesaran và cộng sự (2001) đề xuất mở rộng phương trình (3.4), tức phương pháp

Engle-Granger hai bước, bằng cách thay thế số hạng sai số εt−1 bằng tổ hợp các biến

trễ một giai đoạn tại bậc gốc, mà cụ thể ở đây là yt−1 và xt−1. Khi đó, phương trình

p−1

q

(3.4) được viết lại như sau:

i=1

i=0

(3.5) ∆yt = α0 + ∑ ϑ∆yt−i + ∑ π∆xt−i + δyt−1 + θxt−1 + εt

trong đó, p và q lần lượt là độ trễ của các biến phụ thuộc và độc lập, được lựa

chọn dựa theo tiêu chuẩn thông tin AIC. Phương trình (3.5) được ước lượng dựa trên

phương pháp OLS thông thường, và hệ số truyền dẫn dài hạn được xác định như sau:

Lx = −θ/δ. Nhằm xác định liệu quan hệ đồng liên kết dài hạn có tồn tại giữa các

biến số, tác giả tiến hành kiểm định F-test hiệu chỉnh của Pesaran và cộng sự (2001).

Kiểm định này dựa trên kiểm định Wald (thống kê F) phân tích liệu xem các hệ số

29

của các biến trễ một giai đoạn, cụ thể là δ và θ, có cùng bằng 0 hay không. Khi đó,

giả thuyết không được xác định như sau: Hpss: δ = θ = 0.

3.3. Phương pháp ARDL phi tuyến (NARDL):

Granger và Yoon (2002) chỉ ra rằng đồng liên kết tuyến tính (đối xứng) thông

thường là một trường hợp đặc biệt của đồng liên kết ẩn (hidden cointegration); hai

chuỗi dữ liệu thời gian đồng liên kết ẩn khi các thành phân dương và âm của chúng

đồng liên kết với nhau. Các phát triển ARDL phi tuyến (NARDL) gần đây của Shin

và cộng sự (2014) cho phép kết hợp phân tích các vấn đề không dừng (non-stationary)

và phi tuyến, trong khuôn khổ của mô hình sai số hiệu chỉnh không ràng buộc, kết

hợp các hiệu ứng bất đối xứng, cả trong ngắn hạn lẫn dài hạn. Quan trọng hơn, với

tính kế thừa từ phương pháp ARDL tuyến tính truyền thống, phương pháp NARDL

cũng có thể giải quyết biến động không thuần nhất (heterogeneous variation) khi các

biến số cơ sở dừng tại bậc gốc, I(0) hoặc bậc nhất, I(1). Từ nghiên cứu của Schorderet

(2003), Shin và cộng sự (2014), nghiên cứu dựa theo hồi quy đồng liên kết bất đối

xứng phi tuyến sau đây:

− + ut

+ + Lx

+xt

−xt trong đó, yt là biến phụ thuộc, L+ và L− là các hệ số dài hạn liên kết, ut là số

(3.6) yt = Lx

hạng sai số, và xt là vectơ hồi quy k × 1, được khai triển như sau:

+ + xt −

− là các quá trình cộng từng phần của các thay

(3.7)

xt = x0 + xt + và xt trong đó, x0 là hằng số, xt

t

đổi dương và âm trong xt, theo công thức sau:

t + + = ∑ ∆xj xt i=1

i=1

t

(3.8) = ∑ max (0, ∆xt)

t − − = ∑ ∆xj xt i=1

i=1

(3.9) , 0) = ∑ min(∆xt

Kết hợp đẳng thức (3.6) vào phương trình ARDL(𝑝, 𝑞) đối xứng (3.5), chúng

ta thu được mô hình sai số hiệu chỉnh bất đối xứng, tức NARDL(𝑝, 𝑞):

p−1

q

30

− ) + + π−∆xt−i

i=0

i=1 δyt−1 + θ+xt−1

+ + θ−xt−1

− + εt −. Phân tích thực nghiệm theo 3 bước

+ ∆yt = α0 + ∑ ϑ∆yt−i + ∑(π+∆xt−i (3.10)

+ và −θ−/δ = Lx

trong đó, −θ+/δ = Lx

sau. Đầu tiên, phương trình (3.10) có thể được ước lượng bằng phương pháp bình

− được kiểm định dựa trên kiểm định F-test hiệu chỉnh

+ và xt

phương nhỏ nhất (OLS). Thứ hai, giả thuyết không của không có mối quan hệ dài hạn

tại bậc gốc giữa yt, xt của Pesaran và cộng sự (2001), Shin và cộng sự (2014), Hpss: δ = θ+ = θ− = 0. Thứ

ba, kiểm định bất đối xứng ngắn hạn và dài hạn được ước lượng dựa trên kiểm định

+ = Lx

+ − hoặc (ii) ∑ πi

q i=0

q − = ∑ πi i=0

. Wald, (i) Lx

Nếu chỉ giả thuyết θ+ = θ− không bị bác bỏ, phương trình (3.10) chuyển về

p−1

q

− ) + + π−∆xt−i

dạng phi tuyến trong ngắn hạn và tuyến tính trong dài hạn:

i=1

i=0

+ ∑(π+∆xt−i ∆yt = α0 + δyt−1 + θxt−1 + ∑ ϑ∆yt−i (3.11)

+ εt

+ Nếu chỉ giả thuyết ∑ πi

q i=0

q − = ∑ πi i=0

không bị bác bỏ, phương trình (3.10)

q

chuyển về dạng tuyến tính trong ngắn hạn và phi tuyến trong dài hạn:

+ + θ−xt−1

p−1 − + ∑ ϑ∆yt−i i=1

i=0

(3.12) + ∑ π∆xt−i + εt ∆yt = α0 + δyt−1 + θ+xt−1

+ Nếu giả thuyết θ+ = θ− và ∑ πi

q i=0

q − = ∑ πi i=0

đều không bị bác bỏ, phương

trình (3.10) chuyển về dạng tuyến tính trong ngắn hạn và dài hạn, tức chính là phương

trình ARDL tuyến tính truyền thống (3.5) của Pesaran và cộng sự (2001). Chúng ta

lựa chọn một trong bốn phương trình trên dựa trên các tiêu chuẩn như tiêu chuẩn

thông tin Akaike (AIC), tiêu chuẩn thông tin Schwarz (SIC), tiêu chuẩn Dubrin-

Watson (DW), R2 và R2 hiệu chỉnh. Cuối cùng, chúng ta có thể sử dụng mô hình

NARDL để suy ra tác động số nhân động tích lũy bất đối xứng của thay đổi một đơn

vị của xt lên yt, dựa theo công thức (3.13):

31

− là các hệ số dài hạn bất

k − = ∑ i=0 −, trong đó Lx

+ và Lx

− → Lk

(3.13) ωk , ωk ∂yt+i + ∂xt ∂yt+i − ∂xt

− = −θ−/δ, như đã nói bên trên. Các hệ số này

k + = ∑ i=0 + → Lk + và ωk + = −θ+/δ và Lx

Khi k → ∞, ωk

đối xứng, tính bởi Lx

−), ta nói đây là hiện tượng cứng nhắc hướng xuống

cũng trình bày tốc độ điều chỉnh. Nếu hệ số tốc độ điều chỉnh tăng lớn hơn tốc độ

+ > Lx

điều chỉnh giảm (Lx

−), ta nói đây là hiện tượng cứng nhắc hướng lên (upward

(downward rigidity). Ngược lại, nếu hệ số tốc độ điều chỉnh tăng thấp hơn hệ số tốc

+ < Lx

độ điều chỉnh giảm (Lx

rigidity). Tóm lại, kiểm định đồng liên kết tuyến tính truyền thống không xem xét cấu

trúc thị trường và sự bất đối xứng của thông tin thị trường; do đó, cung cấp bằng

chứng hạn chế về đồng liên kết. Ngoài ra, kết quả của ước tính thống kê cũng kém.

Ngoài ra, mô hình NARDL kết hợp phương pháp đồng liên kết bất đối xứng với mô

hình ARDL linh hoạt và có được khung sai số hiệu chỉnh liên quan, hữu ích trong các

ứng dụng tài chính và kinh tế khác nhau.

3.4. Mô tả dữ liệu:

Nhằm đánh giá cơ chế truyền dẫn từ lãi suất chính sách đến lãi suất huy động

của Vietinbank, nghiên cứu sử dụng dữ liệu hàng tháng trong giai đoạn tháng 1/2008

đến tháng 1/2018. Do khả năng tiếp cận dữ liệu, tác giả thu thập dữ liệu 5 loại lãi suất

huy động tại Vietinbank bao gồm: không kỳ hạn, kỳ hạn 3 tháng, kỳ hạn 6 tháng, kỳ

hạn 12 tháng và kỳ hạn trên 12 tháng. Bên cạnh đó, nhằm so sánh mức độ truyền dẫn

trong nền kinh tế, tác giả sử dụng thêm dữ liệu lãi suất huy động của nền kinh tế Việt

Nam, cùng với lãi suất chính sách được thu thập từ nguồn Dữ liệu Tài chính IFS.

32

Nguồn: Tính toán của tác giả.

Hình 3.1. Xu hướng các biến lãi suất (đơn vị: %).

33

Các biến lãi suất đều ở dạng phần trăm, nên tác giả không cần chuyển về dạng

logarite cho mục đích nghiên cứu. Thống kê mô tả cho cả các loại lãi suất huy động

và chính sách trong giai đoạn 2008M1–2018M1 được trình bày tại Bảng 3.1. Ngoài

ra, xu hướng các biến số cũng được trình bày tại Hình 3.1, ta thấy xu hướng biến động

lãi suất huy động đối với các kỳ hạn khác nhau của Vietinbank rất tương đồng với lãi

suất chính sách tiền tệ cho thấy Vietinbank luôn thực thi đúng các chính sách từ

NHNN trong quá trình điều tiết tiền tệ. Năm 2008 và 2011 lãi suất tăng cao và sau đó

giảm nhanh do trong điều kiện lạm phát thì việc tăng lãi suất (thắt chặt chính sách

tiền tệ) là phù hợp nhằm bảo đảm lợi ích của các thành viên trên thị trường tiền tệ

(ngân hàng, người gửi tiền và người vay tiền).

Bảng 3.1 Thống kê mô tả dữ liệu lãi suất (giai đoạn 2008M1–2018M1).

Lãi suất Nhỏ nhất Trung vị

Lãi suất chính sách Lãi suất huy động nền kinh tế Lãi suất huy động của Vietinbank

Không kỳ hạn Kỳ hạn 3 tháng Kỳ hạn 6 tháng Kỳ hạn 12 tháng Kỳ hạn trên 12 tháng Sai số Lớn Trung chuẩn nhất bình 8,4793 7,0000 15,0000 6,2500 2,8124 8,3517 7,1700 17,1600 4,6800 3,6024 2,1991 2,0000 6,0000 0,3000 1,5021 8,4284 7,4800 18,2000 4,5000 3,6053 8,7208 7,5000 18,1500 5,3000 3,4365 9,2889 8,0000 18,3000 6,0000 3,0814 9,4303 8,0000 18,4000 6,2000 3,0261

Nguồn: Tính toán của tác giả.

Năm 2008, lãi suất huy động của Vietinbank (trừ lãi suất huy động không kỳ

hạn) và lãi suất huy động của nền kinh tế luôn cao hơn lãi suất cơ bản của NHNN do

lãi suất huy động của Vietinbank và toàn thị trường luôn biến động tăng mạnh, đặc

biệt đạt mức 18,4% ở tháng 7/2008 (đối với lãi suất huy động kỳ hạn trên 12 tháng

của Vietinbank). Tuy nhiên, ở những tháng cuối của năm 2008, lãi suất huy động của

Vietinbank và cả nền kinh tế đã bám sát lãi suất cơ bản.

Giai đoạn từ năm 2009-2011, lãi suất huy động của Vietinbank và nền kinh tế

chênh lệch cao hơn lãi suất cơ bản khoảng 2,0% đến 3,0%. Nguyên nhân là do lãi

suất huy động Vietinbank nói riêng và nền kinh tế nói chung năm 2009 biến động

34

theo đường cong lãi suất với việc lãi suất huy động kỳ hạn càng dài thì càng cao, cụ

thể lãi suất huy động dao động từ 7,0% đến 14,0%. Riêng Quý 4/2011, do nhu cầu

thanh khoản nên lãi suất huy động Vietinbank (trừ lãi suất huy động không kỳ hạn)

và nền kinh tế đã chạm đến mức 14,0% và ở giai đoạn này lãi suất cơ bản đã vượt lên

lãi suất huy động 1,0%. Diễn biến thị trường tiền tệ giai đoạn 2010-2011 cho thấy sự

thiếu hụt thanh khoản của các NHTM đã làm cho lãi suất huy động tăng nhanh trong

cuộc đua tranh giành thị phần, thu hút nguồn tiền nhàn rỗi trong dân cư và các tổ chức

kinh tế. Không nằm ngoài xu thế đó, lãi suất huy động của Vietinbank các kỳ hạn

cũng đã tăng cao.

Giai đoạn 2012-2013, lãi suất huy động của Vietinbank và nền kinh tế đã theo

sát được với sự thay đổi của lãi suất cơ bản, bên cạnh đó lãi suất cơ bản cũng đã cao

hơn lãi suất huy động thể hiện đúng bản chất của lãi suất cơ bản là công cụ dẫn dắt

và điều chỉnh lãi suất thị trường của NHNN.

Giai đoạn 2014-2018, Vietinbank luôn tiên phong trong việc thực thi các chính

sách của NHNN bằng việc điều chỉnh giảm lãi suất huy động các kỳ hạn ngắn (dưới

6 tháng) thấp hơn lãi suất cơ bản và mức trần quy định của NHNN. Điển hình là lãi

suất huy động kỳ hạn 3 tháng chỉ còn khoảng 4,5% đến 5,0% thấp hơn lãi suất cơ bản

đến 1,5% đến 2,0%.

Theo đó, ta có thể thấy cơ chế điều hành trần lãi suất huy động của NHNN có

vai trò quan trọng trong việc ổn định mặt bằng lãi suất thị trường trong những thời

điểm thanh khoản của các NHTM gặp khó khăn. Tuy nhiên, cơ chế này đã bộc lộ hạn

chế gây thiệt hại cho người gửi tiền do có những giai đoạn xuất hiện lãi suất thực âm.

Vì vậy, có những giai đoạn lãi suất cơ bản thấp hơn lãi suất huy động và không bám

sát được diễn biến lãi suất thị trường.

Kết luận Chương 3

Chương 3 trình bày về lý thuyết kiểm định nghiệm đơn vị ADF, kiểm định

nghiệm đơn vị Zivot và Andrew và mô hình nghiên cứu NARDL. Bên cạnh đó, tác

giả cũng đã mô tả các dữ liệu nghiên cứu gồm: 5 loại lãi suất huy động tại Vietinbank

(không kỳ hạn, kỳ hạn 3 tháng, kỳ hạn 6 tháng, kỳ hạn 12 tháng và kỳ hạn trên 12

35

tháng), lãi suất huy động của nền kinh tế Việt Nam cùng với lãi suất chính sách. Trên

cơ sở lý thuyết và dữ liệu, tác giả đã tiến hành nghiên cứu và trình bày các kết quả ở

Chương 4.

36

CHƯƠNG 4. KẾT QUẢ NGHIÊN CỨU

4.1. Kiểm định tính dừng:

Các kết quả kiểm định ADF và DF-GLS được trình bày tại Bảng 4.1.

Bảng 4.1 Kết quả kiểm định tính dừng truyền thống.

Biến số DF-GLS

Lãi suất chính sách Lãi suất huy động nền kinh tế –2,1675 Lãi suất huy động Vietinbank

Không kỳ hạn Kỳ hạn 3 tháng Kỳ hạn 6 tháng Kỳ hạn 12 tháng Kỳ hạn trên 12 tháng Bậc gốc ADF DF-GLS –2,5805* –2,3022** –2,2086** –1,1532 –1,4339 –1,9152* –1,6815* –1,6994* –1,1911 –1,4310 –1,9154 –2,1233 –1,8095 Sai phân bậc nhất ADF –4,8270*** –2,9819*** –6,0279*** –2,3790** –6,7034*** –1,9553** –8,6608*** –2,0858** –8,5923*** –2,2126*** –9,1853*** –1,5210 –9,5134*** –0,7487

Ghi chú: *, **, *** lần lượt biểu diễn mức ý nghĩa thống kê tại mức 10%, 5% và 1%.

Nguồn: Tính toán của tác giả.

Kết quả kiểm định tính dừng thông thường (ADF và DF-GLS) khám phá hỗn

hợp các đặc tính dừng của các biến lãi suất. Cụ thể, đối với biến lãi suất chính sách,

kiểm định ADF và kiểm định DF-GLS đều bác bỏ giả thuyết không lần lượt tại mức

ý nghĩa thống kê 10% và 5%. Trong khi đó, liên quan các biến lãi suất huy động của

nền kinh tế và của ngân hàng Vietinbank tại các kỳ hạn 6 tháng, 12 tháng và trên 12

tháng, trong khi diểm định ADF không thể bác bỏ giả thuyết không tại mức ý nghĩa

10%; thì ngược lại, kiểm định DF-GLS xác nhận các biến số này dừng tại bậc gốc,

tức là I(0). Tuy vậy, sau khi lấy sai phân, kết quả kiểm định DF-GLS lại khẳng định

biến lãi suất kỳ hạn 12 tháng và trên 12 tháng đều không dừng. Như vậy, chúng ta có

hỗn hợp các biến I(0)/I(1). Riêng trường hợp của biến lãi suất kỳ hạn 12 tháng và trên

12 tháng, tác giả hiện tại chưa thể khẳng định chắc chắn bậc tích hợp. Sự thiếu chắc

chắn trong việc kết luận tính dừng lần này có thể xuất phát từ các điểm gãy cấu trúc

tiềm ẩn trong chuỗi dữ liệu, làm giảm tính hiệu quả của các kiểm định nghiệm đơn vị

truyền thống (Perron, 1989). Đây là điều khó tránh khỏi, khi trong giai đoạn nghiên

cứu (2008M1–2018M1), nền kinh tế Việt Nam trải qua ít nhất một cuộc khủng hoảng

37

tài chính, suy thoái kinh tế nghiêm trọng (điển hình là suy thoái toàn cầu năm 2007–

2009). Bất kỳ sự kiện nào trong số này cũng có thể tạo ra các điểm gãy cấu trúc trong

chuỗi dữ liệu (Balcilar và cộng sự, 2015). Do đó, tác giả tiến hành thực hiện thêm

kiểm định nghiệm đơn vị Zivot và Andrews (ZA), đề cập sự hiện diện của thông tin

điểm gãy cấu trúc, qua đó cải thiện tính tin cậy trong các kết quả kiểm định tính dừng.

Kết quả kiểm định ZA được trình bày tại Bảng 4.2.

Bảng 4.2 Kết quả kiểm định Zivot và Andrews.

Bậc gốc

Biến số Thống kê t Thống kê t Sai phân bậc nhất Điểm gãy

–4,5429 Lãi suất chính sách Lãi suất huy động nền kinh tế –4,3500 Lãi suất huy động Vietinbank Điểm gãy 2010M11 2012M03

Không kỳ hạn Kỳ hạn 3 tháng Kỳ hạn 6 tháng Kỳ hạn 12 tháng Kỳ hạn trên 12 tháng –6,2462*** 2012M03 –5,0205* 2012M10 2012M03 –4,3423 2009M10 –4,0262 –5,5795*** 2012M11 –11,2777*** 2011M11 –8,6304*** 2011M06 –10,1496*** 2012M03 –10,6989*** 2012M03 –12,0182*** 2011M06 –10,5179*** 2011M06 –10,2392*** 2011M06

Ghi chú: Giá trị tới hạn của kiểm định ZA tại mức ý nghĩa 10%, 5% và 1% lần

*, **, *** lần lượt biểu diễn mức ý nghĩa thống kê tại mức 10%, 5% và 1%.

lượt là –4,82, –5,08 và –5,57.

Nguồn: Tính toán của tác giả.

Kết quả kiểm định tính dừng ZA một lần nữa cho thấy đặc tính dừng của các

chuỗi dữ liệu tài chính tương đối phức tạp. Trong khi kiểm định nghiệm đơn vị truyền

thống xác nhận biến lãi suất chính sách là I(0), biến lãi suất huy động của nền kinh tế

thể hiện ranh giới I(0)/I(1); thì kiểm định ZA lại khẳng định chắc chắn hai biến số

này là I(1). Liên quan đến lãi suất huy động của Vietinbank, kiểm định ZA đều xác

nhận biến lãi suất không kỳ hạn và kỳ hạn trên 12 tháng đều là I(0); cụ thể, giả thuyết

không (có nghiệm đơn vị) tại bậc gốc bị bác bỏ tại mức ý nghĩa 1%. Biến lãi suất huy

động kỳ hạn 3 tháng thể hiện ranh giới I(0)/I(1). Nói chung, sau khi lấy sai phân, toàn

bộ các biến số đều dừng. Cuối cùng, kết quả Bảng 4.2 đều cho thấy điểm gãy cấu trúc

38

của các biến số rơi vào giai đoạn năm 2012. Tóm lại, chúng ta có hỗn hợp các biến

I(0) và I(1), không có biến số nào I(2). Do đó, chúng ta hoàn toàn có thể áp dụng

phương pháp ARDL cũng như NARDL; và với trường hợp này, đây là 2 phương pháp

hiệu quả nhất nhằm xác minh mối quan hệ dài hạn giữa các biến lãi suất (Nkoro và

Uko, 2016), cũng như kiểm chứng hiệu ứng bất đối xứng trong điều chỉnh lãi suất.

4.2. Đo lường mức độ truyền dẫn từ lãi suất chính sách tiền tệ đến lãi suất bán

lẻ (lãi suất huy động) tại Vietinbank:

Giai đoạn đầu tiên trong phân tích truyền dẫn lãi suất, tác giả xuất phát từ việc

quan sát cơ chế truyền dẫn từ lãi suất chính sách đến lãi suất huy động tại Vietinbank.

Do mẫu quan sát lãi suất huy động bao gồm 5 loại: a) không kỳ hạn; b) kỳ hạn 3

tháng; c) kỳ hạn 6 tháng; d) kỳ hạn 12 tháng; và e) kỳ hạn trên 12 tháng; do đó, tác

giả sẽ lần lượt trình bày kết quả của truyền dẫn lãi suất chính sách đến từng loại lãi

suất huy động. Trong phân tích thực nghiệm, bước đầu tiên, tác giả hồi quy cả mô

hình ARDL cùng 3 biến thể của mô hình NARDL, và kiểm chứng sự hiện diện của

quan hệ đồng liên kết (đối xứng và bất đối xứng) giữa các biến lãi suất. Tiếp theo, tác

giả lựa chọn mô hình phù hợp nhất dựa theo các tiêu chuẩn thông tin; bên cạnh đó,

xác minh hiệu ứng bất đối xứng ngắn hạn lẫn dài hạn. Để minh họa chi tiết cho hiệu

ứng điều chỉnh của lãi suất huy động trong ngắn hạn và dài hạn, phần cuối, tác giả

trình bày đồ thị số nhân động tích lũy của lãi suất huy động trước các thay đổi tăng

và giảm của lãi suất chính sách.

4.2.1. Truyền dẫn đến lãi suất huy động không kỳ hạn:

Bảng 4.3 trình bày các kết quả hồi quy mô hình NARDL (3 dạng bất đối xứng)

và ARDL nhằm thể hiện các kết quả điều chỉnh đối xứng và bất đối xứng của lãi suất

huy động không kỳ hạn. Thoạt nhìn, giả thuyết không của quan hệ đồng liên kết đối

xứng (Hpss: δ = θ = 0) không thể bác bỏ trong mô hình A (mô hình ARDL). Tuy

nhiên, nhìn sang mô hình B và mô hình D, giả thuyết không của quan hệ đồng liên kết bất đối xứng (Hpss: δ = θ+ = θ− = 0) đều bị bác bỏ tại mức ý nghĩa lần lượt là

10% và 1%. Đây là một phát hiện quan trọng, vì nếu sử dụng kiểm định đồng liên kết

39

tuyến tính, chúng ta có thể vô tình bỏ qua sự hiện diện của đồng liên kết dài hạn bất

đối xứng tiềm ẩn trong quan hệ giữa lãi suất chính sách và huy động không kỳ hạn.

Bảng 4.3 Kết quả điều chỉnh đối xứng và bất đối xứng của lãi suất huy động

không kỳ hạn.

Mô hình A Mô hình B Mô hình C Mô hình D

0,2962 0,4888 Lx Lx

adj-R2

+ Lx − Lx R2 adj-R2 AIC SIC DW

R2 adj-R2 AIC SIC DW R2 adj-R2 AIC SIC DW

+ Lx − Lx 0,2546 R2 0,2201 0,8064 AIC 0,9504 SIC 2,0261 DW 0,4657 (0,6289)

Fpss Fpss Fpss Fpss 0,1308 0,3931*** 0,2651 0,2311 0,7921 0,9361 1,8482 2,3485* (0,0766)

– – WSR WSR WSR WSR 0,2642 0,2301 0,7934 0,9374 2,0296 0,4552 (0,6355) 1,6899* (0,0939)

+ = −θ+/δ và

+ và Lx

− trình bày hệ số bất đối xứng dài hạn, trong đó Lx

– – WLR WLR WLR WLR 0,2323*** 0,5011*** 0,3612 0,3060 0,7221 0,9621 2,0440 6,7380*** (0,0003) 3,6623*** (0,0004) –6,9797*** (0,0000) –3,2803*** (0,0014)

Ghi chú: Lx − = −θ−/δ; Lx

Fpss là thống kê F hiệu chỉnh cho giả thuyết không: Hpss: δ = θ+ = θ− =

0;

−);

WLR và WSR lần lượt là kiểm định thống kê Wald cho giả thuyết đối xứng

+ = Lx

+ ngắn hạn (HSR: ∑ πi

q i=0

q − = ∑ πi i=0

*, **, *** tương ứng là mức ý nghĩa thống kê 10%, 5% và 1%;

) và dài hạn (HLR: Lx

adj-R2 là R2 hiệu chỉnh;

Mô hình A: Mô hình ARDL đối xứng ngắn hạn và dài hạn, tức mô hình (3.5);

Mô hình B: Mô hình NARDL bất đối xứng dài hạn, tức mô hình (3.12);

Mô hình C: Mô hình NARDL bất đối xứng ngắn hạn, tức mô hình (3.11);

Mô hình D: Mô hình NARDL bất đối xứng ngắn hạn và dài hạn, tức mô hình

(3.10); Nguồn: Tính toán của tác giả.

40

Mặc dù, giá trị SIC (tiêu chuẩn thông tin Schwarz) và DW (tiêu chuẩn Durbin-

Watson) trong mô hình B là nhỏ nhất trong số 4 mô hình; tuy nhiên, tiêu chuẩn AIC

(tiêu chuẩn thông tin Akaike) lại đạt giá trị nhỏ nhất trong mô hình D. Bên cạnh đó,

giá trị R2 và R2 hiệu chỉnh đều cao nhất trong mô hình D. Do đó, tác giả lựa chọn mô

hình D (mô hình NARDL bất đối xứng cả trong ngắn hạn và dài hạn) để giải thích

điều chỉnh lãi suất huy động không kỳ hạn trước các thay đổi của lãi suất chính sách.

Kết quả hồi quy mô hình NARDL bất đối xứng ngắn hạn và dài hạn được trình bày

tại Bảng 4.4. Quan sát kết quả từ kiểm định đối xứng ngắn hạn và dài hạn, thống kê

−) tại mức ý nghĩa 1%. Do đó, kênh

F của kiểm định Wald đều bác bỏ giả thuyết không của đối xứng ngắn hạn

+ = Lx

+ (HSR: ∑ πi

q i=0

q − = ∑ πi i=0

) và dài hạn (HLR: Lx

truyền dẫn từ lãi suất chính sách sang lãi suất huy động không kỳ hạn là bất đối xứng

cả trong ngắn hạn và dài hạn.

Bảng 4.4 Hồi quy bất đối xứng của lãi suất huy động không kỳ hạn trong

khuôn khổ NARDL bất đối xứng ngắn hạn và dài hạn.

Sai số chuẩn 0,32919 0,06260 0,02290 0,03271 0,08659 0,08518 0,08149 0,05197 0,05243 0,10266 Hệ số 1,40333*** –0,26948*** 0,06262*** 0,13505*** 0,16861* 0,18005** –0,33587*** –0,13786*** –0,10853** 0,34664*** Thống kê t [Xác suất] 4,26296 [0,0000] –4,30429 [0,0000] 2,73418 [0,0074] 4,12866 [0,0001] 1,94719 [0,0542] 2,11373 [0,0369] –4,12148 [0,0001] –2,65254 [0,0092] –2,06972 [0,0410] 3,37641 [0,0010]

Biến số c yt−1 + xt−1 − xt−1 ∆yt−1 ∆yt−3 ∆yt−6 + ∆xt−2 + ∆xt−3 − ∆xt Ghi chú: *, **, *** tương ứng là mức ý nghĩa thống kê 10%, 5% và 1%;

Nguồn: Tính toán của tác giả.

−) đều nhỏ hơn 1 và có ý nghĩa thống kê. Cụ thể, theo sau 1% gia tăng của

Liên quan mức độ điều chỉnh, các hệ số điều chỉnh dài hạn trong mô hình D

+ và Lx

(Lx

lãi suất chính sách, lãi suất huy động không kỳ hạn của Vietinbank tăng 0,2323%;

ngược lại, lãi suất huy động giảm 0,5011% theo sau sự suy giảm 1% của lãi suất chính

41

sách. Do đó, tác giả đủ cơ sở để khẳng định truyền dẫn lãi suất trong trường hợp lãi

+ <

suất huy động không kỳ hạn là không hoàn toàn (đầy đủ) trong dài hạn. Mặt khác, tác

giả còn phát hiện hiện tượng cứng nhắc hướng lên (upward rigidity) khi hệ số Lx −, thể hiện tốc độ điều chỉnh khi lãi suất chính sách tăng thấp hơn khi giảm; ủng hộ Lx

giả thuyết thông đồng giàn xếp giá.

Nguồn: Tính toán của tác giả.

Hình 4.1. Số nhân động tích lũy của lãi suất huy động không kỳ hạn.

Các lập luận vừa nêu của tác giả được minh họa trong Hình 4.1. Trong đó,

đường nét liền màu đen thể hiện phản ứng của lãi suất huy động không kỳ hạn khi lãi

suất chính sách tăng; đường nét đứt màu đen là phản ứng khi lãi suất chính sách giảm.

Đường nét đứt màu đỏ đậm là chênh lệch của 2 đường phản ứng, cùng dải tin cậy tại

mức ý nghĩa 5% minh họa bởi 2 đường nét đứt màu đỏ nhạt. Có thể thấy, đường

chênh lệch luôn nằm bên dưới trục hoành và có ý nghĩa thống kê. Điều đó cho thấy:

i) Mức độ phản ứng của lãi suất huy động không kỳ hạn trước sự thay đổi của lãi suất

chính sách là không bằng nhau, hàm ý hiệu ứng bất đối xứng trong cả ngắn hạn và

dài hạn; ii) Phản ứng khi lãi suất chính sách giảm luôn luôn mạnh hơn khi tăng, thể

hiện tính cứng nhắc hướng lên. Và cuối cùng, các đường màu đen (đứt đoạn hay liền

đoạn) đều không vượt quá 1 cả trong ngắn hạn và dài hạn, khẳng định truyền dẫn lãi

suất sang lãi suất huy động không kỳ hạn là không hoàn toàn.

4.2.2. Truyền dẫn đến lãi suất huy động kỳ hạn 3 tháng:

Hoàn toàn tương tự phân tích trước, một lần nữa, từ kết quả Bảng 4.5, tác giả

quan sát được sự hiện diện của quan hệ đồng liên kết giữa lãi suất chính sách và lãi

42

suất huy động kỳ hạn 3 tháng duy nhất trong khuôn khổ mô hình bất đối xứng D, khi

kiểm định F bác bỏ giả thuyết không của quan hệ đồng liên kết tại mức ý nghĩa 1%.

Điều đó nói lên mô hình tuyến tính (đối xứng) chưa giải thích được mối quan hệ dài

hạn giữa các biến lãi suất. Mô hình D cũng có R2 và R2 hiệu chỉnh cao nhất, trong khi

giá trị tiêu chuẩn AIC và SIC thấp nhất; do đó, tác giả lựa chọn mô hình D để giải

thích sự điều chỉnh của lãi suất huy động kỳ hạn 3 tháng. Kết quả hồi quy chi tiết mô

hình D được trình bày tại Bảng 4.6.

Bảng 4.5 Kết quả điều chỉnh đối xứng và bất đối xứng của lãi suất huy động kỳ hạn

3 tháng.

Mô hình A Mô hình B Mô hình C Mô hình D

0,5203 –0,2474 Lx Lx

+ Lx − Lx R2 adj-R2 AIC SIC DW

R2 adj-R2 AIC SIC DW R2 adj-R2 AIC SIC DW

+ Lx − Lx 0,5761 R2 0,5567 adj-R2 1,5476 AIC 1,6908 SIC 1,8887 DW 1,0076 (0,3685)

Fpss Fpss Fpss Fpss 0,4687 0,8603*** 0,5841 0,5610 1,5460 1,7130 1,8479 1,3713 (0,2554)

– – WSR WSR WSR WSR 0,6574 0,6384 1,3522 1,5192 2,1996 1,9231 (0,1511) –11,324*** (0,0000)

– – WLR WLR WLR WLR –2,5123** (0,0135)

+ và Lx

− trình bày hệ số bất đối xứng dài hạn, trong đó Lx

0,5981*** 1,2982*** 0,6818 0,6642 1,2781 1,4452 2,0569 5,2238*** (0,0021) 3,6623*** (0,0004) –13,307*** (0,0000) + = −θ+/δ và

Ghi chú: Lx − = −θ−/δ; Lx

Fpss là thống kê F hiệu chỉnh cho giả thuyết không: Hpss: δ = θ+ = θ− = 0;

−);

WLR và WSR lần lượt là kiểm định thống kê Wald cho giả thuyết đối xứng

+ = Lx

+ ngắn hạn (HSR: ∑ πi

q i=0

q − = ∑ πi i=0

*, **, *** tương ứng là mức ý nghĩa thống kê 10%, 5% và 1%;

) và dài hạn (HLR: Lx

adj-R2 là R2 hiệu chỉnh;

Mô hình A: Mô hình ARDL đối xứng ngắn hạn và dài hạn, tức mô hình (3.5);

Mô hình B: Mô hình NARDL bất đối xứng dài hạn, tức mô hình (3.12);

43

Mô hình C: Mô hình NARDL bất đối xứng ngắn hạn, tức mô hình (3.11);

Mô hình D: Mô hình NARDL bất đối xứng ngắn hạn và dài hạn, tức mô hình

(3.10);

Nguồn: Tính toán của tác giả.

Trong mô hình D, kiểm định Wald cũng bác bỏ các giả thuyết đối xứng ngắn

hạn lẫn dài hạn tại mức ý nghĩa 1%, hàm ý sự hiện diện của truyền dẫn bất đối xứng

ngắn hạn và dài hạn. Tập trung vào phản ứng của lãi suất huy động, các hệ số điều

chỉnh dài hạn đều có ý nghĩa và mang dấu dương, thiết lập mối quan hệ cùng chiều

đáng kể giữa lãi suất huy động kỳ hạn 3 tháng và lãi suất chính sách. Cụ thể, trong

+ = 0,5981) và sẽ giảm 1,2982% trước sự suy giảm 1% của lãi suất chính sách

dài hạn, lãi suất huy động sẽ tăng 0,5981% trước sự gia tăng 1% của lãi suất chính

− = 1,2982). Kết quả cho thấy, truyền dẫn lãi suất dài hạn là không hoàn toàn khi

sách (Lx

(Lx

lãi suất chính sách tăng, ngược lại, truyền dẫn dài hạn là quá mức khi lãi suất chính

sách giảm. Bên cạnh đó, tương tự trường hợp lãi suất huy động không kỳ hạn, vì phản

ứng của lãi suất huy động kỳ hạn 3 tháng khi lãi suất chính sách giảm mạnh hơn so

với khi tăng, do đó, thể hiện tính cứng nhắc hướng lên, hỗ trợ giả thuyết thông đồng

giàn xếp giá.

Bảng 4.6 Hồi quy bất đối xứng của lãi suất huy động kỳ hạn 3 tháng trong khuôn

khổ NARDL bất đối xứng ngắn hạn và dài hạn.

Hệ số 1,87014*** –0,10917** 0,06530* 0,14173*** –0,53465*** 0,79364*** 0,44248*** Sai số chuẩn 0,56115 0,04353 0,03690 0,04995 0,06064 0,13088 0,12271 Thống kê t [Xác suất] 3,33267 [0,0012] –2,50778 [0,0136] 1,76959 [0,0796] 2,83757 [0,0054] –8,81557 [0,0000] 6,06348 [0,0000] 3,60578 [0,0005] Biến số c yt−1 + xt−1 − xt−1 + ∆xt−5 − ∆xt − ∆xt−1

Ghi chú: *, **, *** tương ứng là mức ý nghĩa thống kê 10%, 5% và 1%;

Nguồn: Tính toán của tác giả.

44

Các kết quả được minh họa đầy đủ trong Hình 4.2, trình bày số nhân động tích

lũy của lãi suất huy động kỳ hạn 3 tháng. Đường nét đứt màu đen nằm bên dưới tung

độ –1 trong cả ngắn hạn và dài hạn, xác nhận sự phản ứng quá mức (lớn hơn 1 đối 1)

với sự suy giảm của lãi suất chính sách. Trong khi đó, đường nét liền màu đen luôn

không vượt qua được tung độ bằng 1, hàm ý sự truyền dẫn không đầy đủ của sự gia

tăng lãi suất chính sách sang lãi suất huy động. Mặc khác đường chênh lệch màu đỏ

luôn có ý nghĩa, xác minh hiệu ứng bất đối xứng ngắn hạn lẫn dài hạn trong truyền

dẫn lãi suất.

Nguồn: Tính toán của tác giả.

Hình 4.2. Số nhân động tích lũy của lãi suất huy động kỳ hạn 3 tháng.

4.2.3. Truyền dẫn đến lãi suất huy động kỳ hạn 6 tháng:

Kết quả từ Bảng 4.7, trình bày sự điều chỉnh của lãi suất huy động kỳ hạn 6

tháng, cho thấy tồn tại mối quan hệ đồng liên kết trong khuôn khổ mô hình bất đối

xứng. Giả thuyết không của quan hệ đồng liên kết bị bác bỏ trong mô hình B và D tại

mức ý nghĩa 1%, và bị bác bỏ tại mức ý nghĩa 10% trong mô hình C. Ngoài ra, các

giả thuyết không của đối xứng ngắn hạn và dài hạn đều bị bác bỏ trong 3 biến thể của

mô hình NARDL tại mức ý nghĩa 1%. Do đó, việc lựa chọn mô hình phù hợp nhất sẽ

dựa vào các tiêu chuẩn thống kê. Dựa vào các thống kê AIC, SIC nhỏ nhất và giá trị

R2 và R2 hiệu chỉnh cao nhất, mô hình D được lựa chọn. Kết quả hồi quy được trình

bày tại Bảng 4.8.

45

Bảng 4.7 Kết quả điều chỉnh đối xứng và bất đối xứng của lãi suất huy động kỳ hạn

6 tháng.

Mô hình A Mô hình B Mô hình C Mô hình D

0,9394** –0,1673 Lx Lx

adj-R2

+ Lx − Lx R2 adj-R2 AIC SIC DW

R2 adj-R2 AIC SIC DW R2 adj-R2 AIC SIC DW

+ Lx − Lx 0,4988 R2 0,4609 2,2541 AIC 2,4689 SIC 2,2492 DW 0,7639 (0,4684)

Fpss Fpss Fpss Fpss 0,5915*** 0,9731*** 0,5326 0,5067 2,1494 2,3164 2,0211 5,6730*** (0,0012)

– – WSR WSR WSR WSR 0,5787 0,5291 2,1499 2,4602 2,2219 2,4032* (0,0955) 6,0950*** (0,0000)

– – WLR WLR WLR WLR –5,5881*** (0,0000)

+ và Lx

− trình bày hệ số bất đối xứng dài hạn, trong đó Lx

0,6072*** 1,2733*** 0,6066 0,5729 2,0291 2,2678 2,2022 6,0756*** (0,0007) 8,7020*** (0,0000) –4,1428*** (0,0001) + = −θ+/δ và

Ghi chú: Lx − = −θ−/δ; Lx

Fpss là thống kê F hiệu chỉnh cho giả thuyết không: Hpss: δ = θ+ = θ− = 0;

−);

WLR và WSR lần lượt là kiểm định thống kê Wald cho giả thuyết đối xứng

+ = Lx

+ ngắn hạn (HSR: ∑ πi

q i=0

q − = ∑ πi i=0

*, **, *** tương ứng là mức ý nghĩa thống kê 10%, 5% và 1%;

) và dài hạn (HLR: Lx

adj-R2 là R2 hiệu chỉnh;

Mô hình A: Mô hình ARDL đối xứng ngắn hạn và dài hạn, tức mô hình (3.5);

Mô hình B: Mô hình NARDL bất đối xứng dài hạn, tức mô hình (3.12);

Mô hình C: Mô hình NARDL bất đối xứng ngắn hạn, tức mô hình (3.11);

Mô hình D: Mô hình NARDL bất đối xứng ngắn hạn và dài hạn, tức mô hình

(3.10);

Nguồn: Tính toán của tác giả.

+) nhỏ hơn hệ số điều

Tính cứng nhắc hướng lên được xác nhận trong sự điều chỉnh của lãi suất huy

−). Cả hai hệ số này đều dương và có ý nghĩa thống kê tại mức

động kỳ hạn 6 tháng, khi hệ số điều chỉnh dài hạn dương (Lx

chỉnh dài hạn âm (Lx

46

1%. Cụ thể, khi lãi suất chính sách tăng 1%, lãi suất huy động sẽ tăng 0,6072%, hàm

ý sự điều chỉnh không đầy đủ. Khi lãi suất chính sách giảm 1%, lãi suất huy động sẽ

giảm 1,2733%, tức là sự điều chỉnh quá mức. Có thể nói, mẫu hình phản ứng của lãi

suất huy động kỳ hạn 6 tháng tương đồng với lãi suất huy động kỳ hạn 3 tháng.

Bảng 4.8 Hồi quy bất đối xứng của lãi suất huy động kỳ hạn 6 tháng trong khuôn

khổ NARDL bất đối xứng ngắn hạn và dài hạn.

Sai số chuẩn 0,89800 0,07026 0,05411 0,07401 0,06315 0,06543 0,06353 0,10403 0,18867 0,19028 Hệ số 2,98742*** –0,17682** 0,10738** 0,22516*** –0,09406 –0,13463** –0,17608*** –0,35777*** 1,54324*** 0,49599** Thống kê t [Xác suất] 3,32675 [0,0012] –2,51639 [0,0134] 1,98440 [0,0498] 3,04209 [0,0030] –1,48928 [0,1394] –2,05737 [0,0421] –2,77145 [0,0066] –3,43903 [0,0008] 8,17961 [0,0000] 2,60653 [0,0105]

Biến số c yt−1 + xt−1 − xt−1 ∆yt−1 ∆yt−2 ∆yt−5 + ∆xt−5 − ∆xt − ∆xt−2 Ghi chú: *, **, *** tương ứng là mức ý nghĩa thống kê 10%, 5% và 1%;

Nguồn: Tính toán của tác giả.

Bên cạnh đó, kết quả số nhân động tích lũy trong Hình 4.3 cũng xác nhận mẫu

hình điều chỉnh ngắn hạn hoàn toàn giống với dài hạn. Minh chứng là đường nét đứt

màu đen và đường nét liền màu đen đều lần lượt nằm dưới tung độ –1 và 1. Tức là cơ

chế truyền dẫn từ lãi suất chính sách sang lãi suất huy động kỳ hạn 6 tháng sẽ quá

mức khi lãi suất chính giảm, và không đầy đủ khi lãi suất này tăng. Hiệu ứng bất đối

xứng trong truyền dẫn lãi suất cũng được xác nhận khi đường nét đứt màu đỏ có ý

nghĩa thống kê (các dải tin cậy nằm hẳn bên dưới trục hoành).

47

Nguồn: Tính toán của tác giả.

Hình 4.3. Số nhân động tích lũy của lãi suất huy động kỳ hạn 6 tháng.

4.2.4. Truyền dẫn đến lãi suất huy động kỳ hạn 12 tháng:

Có 2 lý do tác giả lựa chọn mô hình D (bất đối xứng ngắn hạn và dài hạn) làm

khuôn khổ giải thích cho sự điều chỉnh của lãi suất huy động kỳ hạn 12 tháng. Thứ

nhất, duy nhất trong 4 mô hình, mô hình D xác nhận được sự hiện diện của mối quan

hệ đồng liên kết bất đối xứng giữa các biến lãi suất. Giả thuyết không của quan hệ

đồng liên kết chỉ bị bác bỏ duy nhất trong mô hình D tại mức ý nghĩa 1%. Thêm một

lần nữa, kết quả thực nghiệm chỉ ra sự thiếu vắng của mối quan hệ đồng liên kết dài

hạn đối xứng giữa các biến lãi suất, điều có thể gặp phải khi sử dụng các kỹ thuật

đồng liên kết truyền thống. Thứ hai, các tiêu chuẩn AIC và SIC đạt giá trị nhỏ nhất,

R2 và R2 hiệu chỉnh đạt giá trị lớn nhất trong mô hình D. Các kết quả hồi quy mô hình

NARDL bất đối xứng ngắn hạn và dài hạn được trình bày tại Bảng 4.10.

Bảng 4.9 Kết quả điều chỉnh đối xứng và bất đối xứng của lãi suất huy động kỳ

hạn 12 tháng.

Mô hình A Mô hình B Mô hình C Mô hình D

0,7985** –0,1110 Lx Lx

adj-R2 R2 adj-R2

+ Lx − Lx 0,5295 R2 0,5124 1,5454 AIC 1,6647 SIC 1,9309 DW

+ Lx − Lx R2 adj-R2 AIC SIC DW

R2 adj-R2 AIC SIC DW 0,6889 0,6619 1,2264 1,4664 1,9421 0,6810*** 1,3750*** 0,6936 0,6705 1,1858 1,4007 1,9047 0,5527** 0,8254*** 0,5383 0,5171 1,5438 AIC 1,6870 SIC 1,8999 DW

48

Fpss Fpss Fpss Fpss 1,3037 (0,2757) 1,5724 (0,2002)

– – WSR WSR WSR WSR 1,1773 (0,3122) 9,3484*** (0,0000)

– – WLR WLR WLR WLR –1,9733* (0,0510)

+ và Lx

− trình bày hệ số bất đối xứng dài hạn, trong đó Lx

6,4359*** (0,0005) 12,299*** (0,0000) –2,6966*** (0,0081) + = −θ+/δ và

Ghi chú: Lx − = −θ−/δ; Lx

Fpss là thống kê F hiệu chỉnh cho giả thuyết không: Hpss: δ = θ+ = θ− =

0;

−);

WLR và WSR lần lượt là kiểm định thống kê Wald cho giả thuyết đối xứng

+ = Lx

+ ngắn hạn (HSR: ∑ πi

q i=0

q − = ∑ πi i=0

*, **, *** tương ứng là mức ý nghĩa thống kê 10%, 5% và 1%;

) và dài hạn (HLR: Lx

adj-R2 là R2 hiệu chỉnh;

Mô hình A: Mô hình ARDL đối xứng ngắn hạn và dài hạn, tức mô hình

(3.5);

Mô hình B: Mô hình NARDL bất đối xứng dài hạn, tức mô hình (3.12);

Mô hình C: Mô hình NARDL bất đối xứng ngắn hạn, tức mô hình (3.11);

Mô hình D: Mô hình NARDL bất đối xứng ngắn hạn và dài hạn, tức mô

hình (3.10); Nguồn: Tính toán của tác giả.

Ngoài ra, tác giả cũng tìm thấy sự hiện diện của hiệu ứng bất đối xứng trong

−) đều bị bác bỏ tại mức ý nghĩa

truyền dẫn lãi suất ngắn hạn và dài hạn. Minh chứng là giả thuyết đối xứng ngắn hạn

+ = Lx

+ (HSR: ∑ πi

q i=0

q − = ∑ πi i=0

) và dài hạn (HLR: Lx

1%. Chuyển sang phân tích truyền dẫn dài hạn, mẫu hình phản ứng của lãi suất huy

động kỳ hạn 12 tháng gần như tương đồng với mẫu hình phản ứng của các lãi suất kỳ

hạn 3 tháng và 6 tháng. Các hệ số điều chỉnh dài hạn đều dương và có ý nghĩa tại mức

1%; và hệ số điều chỉnh dài hạn âm lớn hệ số điều chỉnh dài hạn dương, hàm ý tính

cứng nhắc hướng lên. Cụ thể, khi lãi suất chính sách tăng và giảm 1%, lãi suất huy

động kỳ hạn 12 tháng sẽ tăng và giảm lần lượt là 0,6810% (truyền dẫn không đầy đủ)

và 1,3750% (truyền dẫn quá mức).

49

Bảng 4.10 Hồi quy bất đối xứng của lãi suất huy động kỳ hạn 12 tháng trong

khuôn khổ NARDL bất đối xứng ngắn hạn và dài hạn.

Sai số chuẩn 0,54271 0,04448 0,03493 0,04327 0,04681 0,05911 0,05864 0,11647 0,11418 Hệ số 1,62456*** –0,08761* 0,05967* 0,12047*** –0,09609** –0,15715*** –0,48943*** 0,94613*** 0,41966*** Thống kê t [Xác suất] 2,99341 [0,0034] –1,96954 [0,0515] 1,70797 [0,0906] 2,78426 [0,0064] –2,05277 [0,0426] –2,65839 [0,0091] –8,34610 [0,0000] 8,12288 [0,0000] 3,67522 [0,0004]

Biến số c yt−1 + xt−1 − xt−1 ∆yt−4 + ∆xt−2 + ∆xt−5 − ∆xt − ∆xt−2 Ghi chú: *, **, *** tương ứng là mức ý nghĩa thống kê 10%, 5% và 1%;

Nguồn: Tính toán của tác giả.

Theo dõi minh họa của số nhân động tích lũy trong Hình 4.4 có thể thấy, đường

nét đứt màu đen luôn nằm dưới tung độ 1, trong khi đường nét đứt đen nhanh chóng

nằm bên dưới tung độ –1. Do đó, tác giả có đủ cơ sở để khẳng định truyền dẫn từ lãi

suất chính sách đến lãi suất huy động kỳ hạn 12 tháng, một lần nữa, là một quy trình

bất đối xứng cả trong ngắn hạn và dài hạn. Mức độ truyền dẫn là không hoàn toàn

hoặc quá mức tùy thuộc sự thay đổi (tăng hoặc giảm) của lãi suất điều hành chính

sách ban hành bởi Ngân hàng Nhà nước.

Nguồn: Tính toán của tác giả.

Hình 4.4. Số nhân động tích lũy của lãi suất huy động kỳ hạn 12 tháng

4.2.5. Truyền dẫn đến lãi suất huy động kỳ hạn trên 12 tháng:

50

Cuối cùng, tác giả kiểm tra cơ chế truyền dẫn đến lãi suất huy động kỳ hạn

trên 12 tháng. Lần đầu tiên, giả thuyết không của quan hệ đồng liên kết bị bác bỏ

trong mô hình A (mô hình ARDL) tại mức ý nghĩa 5%. Bên cạnh đó, tác giả cũng

quan sát sự hiện diện của quan hệ đồng liên kết bất đối xứng trong mô hình B và D.

Mặc dù, giá trị thống kê AIC nhỏ nhất trong mô hình C, cùng với đó, R2 và R2 hiệu

chỉnh cũng cao nhất; tuy nhiên, vì không xác lập được mối quan hệ đồng liên kết dài

hạn giữa các biến số, tác giả lựa chọn mô hình B là khuôn khổ giải thích cho sự điều

chỉnh của lãi suất huy động kỳ hạn trên 12 tháng. Mô hình B có giá trị R2 và R2 hiệu

chỉnh cao thứ hai, tiêu chuẩn AIC nhỏ thứ hai sau mô hình C; bên cạnh đó, giá trị tiêu

chuẩn SIC và DW cũng nhỏ nhất trong số 4 mô hình. Kết quả hồi quy mô hình

NARDL bất đối xứng dài hạn được trình bày tại Bảng 4.12.

Bảng 4.11 Kết quả điều chỉnh đối xứng và bất đối xứng của lãi suất huy động kỳ hạn

trên 12 tháng.

Mô hình A Mô hình B Mô hình C Mô hình D

0,6968*** –0,1033 Lx Lx

+ Lx − Lx R2 adj-R2 AIC SIC DW

+ Lx − Lx R2 adj-R2 AIC SIC DW

R2 adj-R2 AIC SIC DW R2 adj-R2 AIC SIC DW

Fpss Fpss Fpss Fpss 0,5233 0,5013 1,8537 1,9977 2,1504 4,1624** (0,0181) 0,5786*** 0,8248*** 0,5467 0,5215 1,8144 1,9815 2,0820 6,1507*** (0,0007)

– – WSR WSR WSR WSR 0,5820 0,5501 1,7751 1,9911 2,0841 0,1760 (0,8389) 7,4258*** (0,0000)

+ = −θ+/δ và

+ và Lx

− trình bày hệ số bất đối xứng dài hạn, trong đó Lx

– – WLR WLR WLR WLR –3,8162*** (0,0002) 0,6439*** 1,0159*** 0,5349 0,5044 1,8575 2,0484 2,1247 3,6203** (0,0155) 7,8075*** (0,0000) –3,6458*** (0,0004)

Ghi chú: Lx − = −θ−/δ; Lx

Fpss là thống kê F hiệu chỉnh cho giả thuyết không: Hpss: δ = θ+ = θ− = 0;

−);

WLR và WSR lần lượt là kiểm định thống kê Wald cho giả thuyết đối xứng

+ = Lx

+ ngắn hạn (HSR: ∑ πi

q i=0

q − = ∑ πi i=0

) và dài hạn (HLR: Lx

*, **, *** tương ứng là mức ý nghĩa thống kê 10%, 5% và 1%;

51

adj-R2 là R2 hiệu chỉnh;

Mô hình A: Mô hình ARDL đối xứng ngắn hạn và dài hạn, tức mô hình (3.5);

Mô hình B: Mô hình NARDL bất đối xứng dài hạn, tức mô hình (3.12);

Mô hình C: Mô hình NARDL bất đối xứng ngắn hạn, tức mô hình (3.11);

Mô hình D: Mô hình NARDL bất đối xứng ngắn hạn và dài hạn, tức mô hình

(3.10);

Nguồn: Tính toán của tác giả.

Giả thuyết không của tính đối xứng dài hạn bị bác bỏ tại mức ý nghĩa 1%; do

+), biểu thị tính cứng

đó, truyền dẫn lãi suất dài hạn bao gồm hiệu ứng bất đối xứng. Liên quan đến các hệ

−) lớn hơn hệ số dương (Lx

số điều chỉnh dài hạn, hệ số âm (Lx

nhắc hướng lên trong điều chỉnh lãi suất. Giải thích cụ thể, sự gia tăng và suy giảm

1% trong lãi suất chính sách gây ra sự gia tăng và suy giảm lần lượt 0,5786% và

0,8248% trong lãi suất huy động. Đáng chú ý, các hệ số này đều có ý nghĩa tại mức

1%.

Bảng 4.12 Hồi quy bất đối xứng của lãi suất huy động kỳ hạn trên 12 tháng trong

khuôn khổ NARDL bất đối xứng dài hạn và đối xứng ngắn hạn.

Biến số Hệ số Sai số chuẩn

2,85737*** –0,25762*** 0,14907*** 0,21251*** –0,28693*** 0,85254*** 0,23572*** 0,73075 0,06258 0,05148 0,06139 0,05220 0,11945 0,06909 Thống kê t [Xác suất] 3,91015 [0,0002] –4,11651 [0,0001] 2,89524 [0,0046] 3,46147 [0,0008] –5,49602 [0,0000] 7,13717 [0,0000] 3,41178 [0,0009] c yt−1 + xt−1 − xt−1 ∆yt−5 ∆xt ∆xt−1

Ghi chú: *, **, *** tương ứng là mức ý nghĩa thống kê 10%, 5% và 1%;

Nguồn: Tính toán của tác giả.

Hình 4.5 minh họa sự điều chỉnh của lãi suất huy động kỳ hạn trên 12 tháng

trước các thay đổi tăng (đường nét liền màu đen) và thay đổi giảm (đường nét đứt

màu đen) của lãi suất chính sách. Có thể thấy, trong ngắn hạn, sự điều chỉnh là đối

52

xứng nhau qua trục hoành, trong khi đó, sự điều chỉnh trong dài hạn là bất đối xứng.

Minh chứng là đường chênh lệch (nét đứt màu đỏ đậm) nằm bên dưới trục hoành và

có ý nghĩa thống kê, hàm ý sự điều chỉnh âm lớn hơn đáng kể sự điều chỉnh dương.

Bên cạnh đó, truyền dẫn lãi suất ngắn hạn gần như là hoàn toàn, khi các đường màu

đen tiến sát tung độ 1 và –1; trong khi đó, truyền dẫn dài hạn là không hoàn toàn khi

lãi suất chính sách tăng, và gần hoàn toàn khi lãi suất chính sách giảm.

Nguồn: Tính toán của tác giả.

Hình 4.5. Số nhân động tích lũy của lãi suất huy động kỳ hạn trên 12 tháng.

4.3. Truyền dẫn từ lãi suất chính sách đến lãi suất huy động cho nền kinh tế

Việt Nam:

Nhằm có góc nhìn toàn diện về cơ chế truyền dẫn lãi suất trong tổng thể nền

kinh tế Việt Nam, cũng như so sánh cơ chế truyền dẫn sang lãi suất tại ngân hàng

Vietinbank, tác giả thực hiện thêm bước phân tích cuối cùng, đó là quan sát cơ chế

truyền dẫn sang lãi suất huy động của nền kinh tế. Kết quả từ Bảng 4.13 cho thấy,

quan hệ đồng liên kết được tìm thấy duy nhất trong mô hình D, khi giả thuyết không

của đồng liên kết bị bác bỏ tại mức ý nghĩa 1%; và đây cũng là mô hình được tác giả

lựa chọn nhằm giải thích cơ chế điều chỉnh của lãi suất huy động, dựa theo các tiêu

chuẩn thống kê AIC, SIC nhỏ nhất, R2 và R2 hiệu chỉnh cao nhất. Kết quả hồi quy mô

hình D được trình bày tại Bảng 4.14.

53

Bảng 4.13 Kết quả điều chỉnh đối xứng và bất đối xứng của lãi suất huy động của

nền kinh tế.

Mô hình A Mô hình B Mô hình C Mô hình D

+ Lx − Lx R2 adj-R2

–1,0874 0,8483** Lx Lx

+ Lx − Lx R2 adj-R2 AIC SIC DW

R2 adj-R2 AIC SIC DW R2 adj-R2 AIC SIC DW

Fpss Fpss Fpss Fpss 0,6918 0,6679 1,1843 AIC 1,4028 SIC 1,9394 DW 1,1570 (0,3185) 0,4634 0,8746*** 0,6997 0,6732 1,1762 1,4189 1,9421 1,7998 (0,1519)

– – WSR WSR WSR WSR 0,7598 0,7360 0,9710 1,2379 1,8820 1,8042 (0,1699) –4,8466*** (0,0000)

+ = −θ+/δ và

+ và Lx

− trình bày hệ số bất đối xứng dài hạn, trong đó Lx

– – WLR WLR WLR WLR 0,7054*** 1,3857*** 0,7897 0,7642 0,8737 1,1892 2,2036 5,7715*** (0,0011) 5,1916*** (0,0000) –3,8838*** (0,0002) –2,8910*** (0,0047)

Ghi chú: Lx − = −θ−/δ; Lx

Fpss là thống kê F hiệu chỉnh cho giả thuyết không: Hpss: δ = θ+ = θ− =

0;

−);

WLR và WSR lần lượt là kiểm định thống kê Wald cho giả thuyết đối xứng

+ = Lx

+ ngắn hạn (HSR: ∑ πi

q i=0

q − = ∑ πi i=0

*, **, *** tương ứng là mức ý nghĩa thống kê 10%, 5% và 1%;

) và dài hạn (HLR: Lx

adj-R2 là R2 hiệu chỉnh;

Mô hình A: Mô hình ARDL đối xứng ngắn hạn và dài hạn, tức mô hình

(3.5);

Mô hình B: Mô hình NARDL bất đối xứng dài hạn, tức mô hình (3.12);

Mô hình C: Mô hình NARDL bất đối xứng ngắn hạn, tức mô hình (3.11);

Mô hình D: Mô hình NARDL bất đối xứng ngắn hạn và dài hạn, tức mô

hình (3.10);

Nguồn: Tính toán của tác giả.

54

Trong mô hình D, các giả thuyết đối xứng ngắn hạn và dài hạn đều bị bác bỏ

tại mức ý nghĩa 1%, hàm ý cơ chế điều chỉnh của lãi suất huy động trong nền kinh tế

là một quá trình bất đối xứng cả trong ngắn hạn và dài hạn. Kết luận trong dài hạn có

thể được quan sát trực tiếp thông qua 2 hệ số điều chỉnh dương và âm, mang dấu

dương và có ý nghĩa thống kê, khác nhau đáng kể. Cụ thể, theo sau cú sốc 1% gia

tăng và suy giảm lãi suất chính sách, lãi suất huy động trong nền kinh tế tăng và giảm

lần lượt 0,7054% và 1,3857%. Rõ ràng, đây là một quá trình truyền dẫn không hoàn

toàn, tùy thuộc vào sự thay đổi của lãi suất chính sách. Cụ thể, khi lãi suất chính sách

tăng sẽ truyền dẫn không hoàn toàn sang lãi suất huy động; ngược lại, khi lãi suất

chính sách giảm, lãi suất huy động trong nền kinh tế sẽ phản ứng quá mức.

Bảng 4.14 Hồi quy bất đối xứng của lãi suất huy động của nền kinh tế trong

khuôn khổ NARDL bất đối xứng ngắn hạn và dài hạn.

Sai số chuẩn 0,49574 0,04176 0,03732 0,04933 0,06741 0,06754 0,06062 0,13604 0,05354 0,04967 0,05018 0,12913 0,10846 Hệ số 1,75850*** –0,10667** 0,07525** 0,14783*** 0,23787*** –0,19165*** 0,20804*** 0,40470*** –0,15901*** –0,46311*** –0,18664*** 1,14587*** –0,21423* Thống kê t [Xác suất] 3,54717 [0,0006] –2,55413 [0,0122] 2,01587 [0,0465] 2,99661 [0,0035] 3,52822 [0,0006] –2,83763 [0,0055] 3,43150 [0,0009] 2,97482 [0,0037] –2,96975 [0,0037] –9,32212 [0,0000] –3,71877 [0,0003] 8,87351 [0,0000] –1,97514 [0,0510]

Biến số c yt−1 + xt−1 − xt−1 ∆yt−1 ∆yt−2 ∆yt−7 + ∆xt + ∆xt−4 + ∆xt−5 + ∆xt−8 − ∆xt − ∆xt−7 Ghi chú: *, **, *** tương ứng là mức ý nghĩa thống kê 10%, 5% và 1%;

Nguồn: Tính toán của tác giả.

Minh họa cho phản ứng của lãi suất huy động của nền kinh tế được trình bày

tại Hình 4.6. Có thể thấy, trong ngắn hạn và dài hạn, phản ứng của lãi suất huy động

khi lãi suất chính sách giảm (đường nét đứt màu đen) lớn hơn khi lãi suất chính sách

tăng (đường nét liền màu đen), cùng với đó đường chênh lệch màu đỏ đậm luôn nằm

55

dưới trục hoàng và có ý nghĩa thống kê. Kết quả hỗ trợ các lập luận về sự hiện diện

của hiệu ứng bất đối xứng ngắn hạn và dài hạn trong cơ chế truyền dẫn lãi suất; ngoài

ra, còn xác nhận sự hiện diện của tính cứng nhắc hướng lên, ủng hộ giả thuyết thông

đồng giàn xếp giá. Cuối cùng, tác giả quan sát được mức độ truyền dẫn không hoàn

toàn trong ngắn hạn và dài hạn khi lãi suất chính sách tăng (đường nét liền màu đen

luôn nằm dưới tung độ 1), và mức độ truyền dẫn quá mức khi lãi suất chính sách giảm

(đường nét đứt màu đen nằm dưới tung độ –1).

Nguồn: Tính toán của tác giả.

Hình 4.6. Số nhân động tích lũy của lãi suất huy động của nền kinh tế

4.4. So sánh cơ chế truyền dẫn lãi suất:

Bảng 4.15 trình bày các so sánh truyền dẫn lãi suất sang lãi suất huy động của

Vietinbank và cả nền kinh tế (tính từ trung bình các ngân hàng thương mại bán lẻ tại

Việt Nam). Nhìn chung, truyền dẫn lãi suất sang lãi suất huy động là một quá trình

bất đối xứng cả trong ngắn hạn và dài hạn, ngoại trừ trường hợp ngắn hạn của lãi suất

kỳ hạn trên 12 tháng. Trong trạng thái lãi suất chính sách tăng, truyền dẫn lãi suất

ngắn hạn và dài hạn đều không đầy đủ, riêng trường hợp ngắn hạn của lãi suất kỳ hạn

trên 12 phản ứng gần như 1 đối 1 với sự gia tăng lãi suất chính sách. Các mẫu hình

truyền dẫn khi lãi suất chính sách giảm có sự khác nhau đáng kể trong ngắn hạn và

dài hạn. Đầu tiên, đối với truyền dẫn sang lãi suất huy động không kỳ hạn, mẫu hình

chung là không đầy đủ, trái ngược với mẫu hình quá mức của lãi suất huy động của

56

nền kinh tế. Đây cũng là mẫu hình chung trong truyền dẫn đến các lãi suất có kỳ hạn

khác. Tuy nhiên, do phản ứng của lãi suất kỳ hạn trên 12 tháng trong ngắn hạn và dài

hạn, cũng như của lãi suất kỳ hạn 12 tháng trong ngắn hạn phản ứng xấp xỉ 1 đối 1

với sự cắt giảm của lãi suất chính sách; do đó, mẫu hình trong các trường hợp này là

gần đầy đủ. Nhìn chung, dù là của ngân hàng Vietinbank hay của nền kinh tế, thì

phản ứng của lãi suất huy động đều mạnh hơn khi lãi suất chính sách giảm, cả trong

ngắn hạn và dài hạn, thể hiện mẫu hình điều chỉnh cứng nhắc hướng lên, ủng hộ giả

thuyết thông đồng giàn xếp giá. So sánh hệ số điều chỉnh dài hạn, lãi suất huy động

không kỳ hạn thể hiện mức độ truyền dẫn thấp nhất; trong khi đó, lãi suất huy động

của cả nền kinh tế thể hiện mức độ truyền dẫn cao nhất, cả khi lãi suất chính sách

tăng hay giảm. Đây là một phát hiện thú vị mang hàm ý chính sách cao. Ngân hàng

Vietinbank cần cải thiện mức độ điều chỉnh lãi suất của mình trong dài hạn trước sự

gia tăng của lãi suất chính sách; và ngược lại, giảm mức độ truyền dẫn lãi suất khi lãi

suất chính sách giảm.

Bảng 4.15 So sánh cơ chế truyền dẫn lãi suất cho Vietinbank và nền kinh tế.

Lãi suất

Bất đối xứng SR LR Truyền dẫn lãi suất ngắn hạn PR↓ PR↑ Truyền dẫn lãi suất dài hạn PR↓ PR↑ Hệ số điều chỉnh dài hạn − + Lx Lx

C C 0,2323 0,5011 Không đầy đủ Không đầy đủ Không đầy đủ Không đầy đủ

C C 0,5981 1,2982 Không đầy đủ Quá mức Không đầy đủ Quá mức

C C 0,6072 1,2733 Không đầy đủ Quá mức Không đầy đủ Quá mức

C C 0,6810 1,3750 Không đầy đủ Gần đầy đủ Không đầy đủ Quá mức

K C 0,6439 1,0159 Huy động không kỳ hạn Vietinbank Huy động kỳ hạn 3 tháng Vietinbank Huy động kỳ hạn 6 tháng Vietinbank Huy động kỳ hạn 12 tháng Vietinbank Huy động kỳ hạn trên 12 Gần đầy đủ Gần đầy đủ Không đầy đủ Gần đầy đủ

57

Lãi suất

Bất đối xứng SR LR Truyền dẫn lãi suất ngắn hạn PR↓ PR↑ Truyền dẫn lãi suất dài hạn PR↓ PR↑ Hệ số điều chỉnh dài hạn − + Lx Lx

C C 0,7054 1,3857 tháng Vietinbank Huy động của nền kinh tế Không đầy đủ Quá mức Không đầy đủ Quá mức

Ghi chú: Ký hiệu C và K là Có và Không có;

Ký hiệu SR và LR là Ngắn hạn và Dài hạn;

Ký hiệu PR↑ và PR↓ là Lãi suất chính sách Tăng và Giảm;

Nguồn: Tính toán của tác giả.

Kết luận Chương 4

Chương 4 đã trình bày kết quả truyền dẫn lãi suất chính sách tiền tệ đến lãi

suất ngân hàng bán lẻ (lãi suất huy động) của Vietinbank và lãi suất huy động của

nền kinh tế trong giai đoạn từ tháng 01/2008 đến tháng 01/2018 thông qua các

phương pháp: kiểm định ADF, kiểm định ZA và NARDL. Kết quả đã chỉ ra rằng

truyền dẫn là bất đối xứng trong ngắn hạn và dài hạn đối với tất cả các kỳ hạn lãi

suất huy động của Vietinbank và lãi suất huy động của nền kinh tế, chi tiết phân tích

kết quả sẽ được trình bày ở Chương 5.

58

CHƯƠNG 5. KẾT LUẬN

5.1. Tóm tắt các kết quả thực nghiệm:

Trong nghiên cứu này, tác giả áp dụng phương pháp NARDL đồng liên kết

nhằm điều tra phản ứng của lãi suất huy động của ngân hàng Vietinbank với nhiều

kỳ hạn khác nhau (không kỳ hạn, kỳ hạn 3 tháng, kỳ hạn 6 tháng, kỳ hạn 12 tháng và

kỳ hạn trên 12 tháng) trước các thay đổi trong lãi suất chính sách trong giai đoạn

tháng 1/2008 đến tháng 1/2018. Ngoài ra, tác giả đánh giá thêm IRPT từ lãi suất chính

sách đến lãi suất huy động của nền kinh tế nhằm có cơ sở so sánh với các kết quả

thực nghiệm khi quan sát tại Vietinbank. Cách tiếp cận mới này (NARDL) kết hợp

mối quan hệ đồng liên kết bất đối xứng với mô hình ARDL để thu được khung sai số

hiệu chỉnh liên quan, nhờ đó giúp tác giả đề cập hiệu ứng bất đối xứng ngắn hạn và

dài hạn tiềm năng trong truyền dẫn lãi suất. Các kết quả thực nghiệm khám phá rằng,

khung phân tích đối xứng đa phần không giải thích được mối quan hệ đồng liên kết

dài hạn giữa lãi suất huy động và lãi suất chính sách. Minh chứng là các kiểm định

đường bao trong khuôn khổ mô hình ARDL đối xứng không thể bác bỏ giả thuyết

không của quan hệ đồng liên kết giữa lãi suất chính sách và huy động (ngoại trừ

trường hợp kỳ hạn trên 12 tháng).

Kết quả nghiên cứu thực nghiệm được tóm tắt ngắn gọn như sau:

 Xét truyền dẫn trong ngắn hạn:

+ Hiệu ứng bất đối xứng hầu hết đều hiện diện trong cơ chế truyền dẫn

từ lãi suất chính sách sang lãi suất huy động (của Vietinbank và nền

kinh tế), ngoại trừ trường hợp lãi suất kỳ hạn trên 12 tháng.

+ Khi lãi suất chính sách tăng, truyền dẫn đa phần là không hoàn toàn,

ngoại trừ truyền dẫn sang lãi suất huy động kỳ hạn trên 12 tháng là gần

hoàn toàn.

+ Khi lãi suất chính sách giảm, các mẫu hình truyền dẫn có phần khác

nhau. Cụ thể, truyền dẫn sang lãi suất huy động không kỳ hạn là không

hoàn toàn; nhưng khi sang kỳ hạn 3 tháng, 6 tháng và của nền kinh tế,

59

truyền dẫn là quá mức (hệ số truyền dẫn lớn hơn 1). Trường hợp còn

lại, truyền dẫn là gần đầy đủ.

+ Mức độ truyền dẫn khi lãi suất chính sách tăng đều nhỏ hơn so với khi

giảm (ngoại trừ trường hợp truyền dẫn sang lãi suất huy động trên 12

tháng là đối xứng trong ngắn hạn), thể hiện tính cứng nhắc hướng lên,

ủng hộ giả thuyết thông đồng giàn xếp giá.

 Xét truyền dẫn trong dài hạn:

+ Hiệu ứng bất đối xứng toàn bộ đều hiện diện trong cơ chế truyền dẫn

từ lãi suất chính sách sang lãi suất huy động.

+ Khi lãi suất chính sách tăng, truyền dẫn đều là không hoàn toàn.

+ Khi lãi suất chính sách giảm, truyền dẫn sang lãi suất huy động không

kỳ hạn là không hoàn toàn; nhưng khi sang lãi suất kỳ hạn trên 12 tháng,

truyền dẫn là gần hoàn toàn. Các trường hợp còn lại, truyền dẫn là quá

mức.

+ Mức độ truyền dẫn khi lãi suất chính sách tăng đều nhỏ hơn so với khi

giảm, thể hiện tính cứng nhắc hướng lên, ủng hộ giả thuyết thông đồng

giàn xếp giá.

 Mức độ truyền dẫn từ lãi suất chính sách sang lãi suất huy động của

Vietinbank ở tất cả các kỳ hạn đều yếu hơn so với mức độ truyền dẫn sang

lãi suất huy động của nền kinh tế.

5.2. Hàm ý quản trị cho Vietinbank:

5.2.1. Theo dõi diễn biến và dự báo lãi suất trên thị trường tiền tệ trong nước

và quốc tế, cũng như các chính sách điều hành lãi suất từ phía NHNN:

NHNN luôn điều hành đồng bộ các giải pháp chính sách tiền tệ nhằm ổn định

mặt bằng lãi suất, góp phần ổn định kinh tế vĩ mô và hỗ trợ tăng trưởng hợp lý dựa

trên cơ sở diễn biến của nền kinh tế, thị trường tiền tệ, thị trường ngoại hối và động

thái của các Ngân hàng Trung ương lớn trên thế giới (Cục Dự trữ liên bang Mỹ, Ngân

hàng Trung ương Châu Âu, Ngân hàng Trung ương Nhật Bản và Ngân hàng Trung

60

ương Trung Quốc). Do vậy, Vietinbank cần theo dõi, nghiên cứu về diễn biến của

nền kinh tế, thị trường tiền tệ trong nước và quốc tế để từ đó có thể đưa ra được các

dự báo về chính sách lãi suất của NHNN và có thể linh hoạt trong việc hoạch định

chính sách lãi suất huy động vốn phù hợp trong từng thời điểm. Bên cạnh đó,

Vietinbank cũng cần tính toán được độ trễ trong quá trình truyền dẫn từ lãi suất chính

sách đến lãi suất huy động để có thể điều chỉnh lãi suất huy động đúng thời điểm phù

hợp với định hướng của NHNN và có lợi nhất cho ngân hàng .

Hiện tại, lãi suất huy động của Vietinbank đang phản ứng yếu hơn so với nền

kinh tế khi NHNN thay đổi lãi suất chính sách đặc biệt là khi lãi suất chính sách tăng

và đang ở mức thấp nhất thị trường. Mặc dù khó cạnh tranh về mặt lãi suất, nhưng

Vietinbank nói riêng và các ngân hàng có vốn Nhà nước chi phối nói chung luôn có

lợi tế về mạng lưới phủ rộng, bề dày lịch sử và uy tín thương hiệu và đặc biệt là nhận

được lượng tiền gửi không kỳ hạn lớn từ Kho bạc Nhà nước, Tập đoàn, Tổng công ty

Nhà nước với chi phí rất rẻ.

5.2.2. Điều hành linh hoạt chính sách lãi suất:

Truyền dẫn lãi suất dài hạn của Vietinbank là quá mức trong trường hợp

NHNN giảm lãi suất chính sách và không đầy đủ trong trường hợp ngược lại và hệ

số truyền dẫn lãi suất dài hạn đang tăng dần. Điều này cho thấy Vietinbank cần tiếp

tục tập trung tiết giảm chi phí sử dụng vốn đối với các kỳ hạn dài và điều chỉnh mức

độ truyền dẫn ở mức hợp lý để có thể vừa đáp ứng đúng các chủ trương điều hành từ

phía NHNN, vừa có thể tối đa hóa lợi nhuận của mình.

5.2.3. Đa dạng hóa các sản phẩm huy động vốn ngắn hạn và các thành phần

trong nền kinh tế:

Truyền dẫn từ lãi suất chính sách đến lãi suất huy động của Vietinbank thể

hiện rõ nhất và tăng dần ở các kỳ hạn từ 12 tháng trở xuống, sau đó lại giảm ở kỳ hạn

trên 12 tháng cho thấy Vietinbank đang tập trung huy động các nguồn vốn ngắn hạn

có tính ổn định không cao, tuy nhiên mang lại biên lợi nhuận cao cho ngân hàng. Do

đó, để có thể tăng mức độ truyền dẫn trong ngắn hạn, Vietinbank nên có chính sách

đa dạng hóa các sản phẩm huy động ngắn hạn như: sản phẩm tiền gửi trực tuyến, tiền

61

gửi tích lũy, tiền gửi của chủ sở hữu/người đại diện/thành viên góp vốn của doanh

nghiệp đang vay vốn với lãi suất tiền gửi cao hơn mức lãi suất thông thường hoặc

kèm theo quà tặng, sản phẩm khuyến mãi. Bên cạnh đó, cũng cần phân đoạn được

khách hàng vào các phân khúc khác nhau để có thể hoạch định được các chính sách

lãi suất phù hợp nhất và mở rộng thị trường hoạt động để có thể nắm bắt được phản

ứng của khách hàng khi Vietinbank ban hành các chính sách thay đổi lãi suất.

5.3. Hàm ý chính sách cho NHNN:

5.3.1. Giảm dần sự can thiệp trực tiếp vào thị trường và các chủ thể tham gia

thị trường:

Xin nhắc lại rằng, cấu trúc hệ thống tài chính đóng vai trò chính trong truyền

dẫn chính sách tiền tệ, bao gồm: mức độ cạnh tranh và sự tập trung ngân hàng trong

thị trường tài chính, cơ cấu sở hữu của thị trường tài chính, mức độ phát triển và độ

mở của thị trường tài chính (Cottarelli và Kourelis, 1994). Trong những năm gần đây,

hệ thống các ngân hàng thương mại Việt Nam đã bộc lộ những bất cập, yếu kém như

vốn điều lệ và tính thanh khoản thấp, tỷ lệ nợ xấu tăng, trình độ quản trị yếu kém,

nguồn nhân lực chưa đáp ứng yêu cầu hội nhập quốc tế. Do đó, trong bối cảnh đó,

ngày 01/03/2012 Thủ tướng Chính phủ đã phê duyệt đề án 254 về: “Cơ cấu lại hệ

thống các tổ chức tín dụng giai đoạn 2011–2015”. Đề án 254 đã đem lại một số thành

công nhất định. Tuy nhiên, hoạt động sáp nhập, hợp nhất và mua bán lại các ngân

hàng thương mại đang dẫn đến những lo ngại về mức độ tập trung thị trường, qua đó,

tác động không tốt đến môi trường cạnh tranh bởi một hay một nhóm ngân hàng lớn

chi phối thị trường. Mặt khác, sự tập trung ngân hàng cao làm giảm IRPT bởi vì các

ngân hàng có khuynh hướng thực hiện hành vi độc quyền, khiến lãi suất điều chỉnh

bất đối xứng. Do đó, NHNN nên giảm dần sự can thiệp trực tiếp vào thị trường và

các chủ thể tham gia thị trường, buộc phải nâng cao năng lực cạnh tranh, góp phần

tích cực vào hiệu quả của truyền dẫn chính sách tiền tệ, bởi vì nó làm giảm hành vi

tối đa hóa phi lợi nhuận.

62

5.3.2. Nới lỏng các rào cản gia nhập thị trường tiền tệ:

Cấu trúc sở hữu của lĩnh vực ngân hàng trong một nền kinh tế đóng vai trò

trung tâm trong thực thi chính sách tiền tệ vì nó có thể ảnh hưởng đến độ cứng nhắc

của lãi suất. Ở các nền kinh tế mà các ngân hàng quốc doanh chiếm lĩnh thị trường

tài chính, lãi suất điều chỉnh chậm trễ hơn do áp lực chính trị hoặc sự thiếu hiệu quả.

Điều này là do các ngân hàng quốc doanh yêu cầu phải hoạt động vì lợi ích của cộng

đồng, do đó, mục tiêu chính của các ngân hàng này không phải là tối đa hoá lợi nhuận.

Theo số liệu tính tới ngày 15/09/2019, Vietinbank là một trong bốn ngân hàng thương

mại mà Nhà nước chi phối có vốn điều lệ lớn nhất. Tác giả đề xuất Chính phủ xây

dựng các chính sách phù hợp nâng cao tác nhân thị trường (market force), chẳng hạn

như nới lỏng các rào cản gia nhập thị trường, dòng vốn quốc tế, cho phép tính cạnh

tranh từ các tổ chức trung gian phi ngân hàng, qua đó làm giảm tính cứng nhắc của

lãi suất (Cottarelli và Kourelis, 1994; Aziakpono và Wilson, 2010). Ngoài ra, cũng

cần tự do hóa chính sách tiền tệ. Trong chế độ chính sách tiền tệ tự do, nơi lãi suất và

định mức tín dụng được xác định bởi tác nhân thị trường, các ngân hàng sẽ điều chỉnh

nhanh hơn trước sự thay đổi lãi suất chính sách, bởi vì nếu không điều chỉnh sẽ bị các

tác nhân thị trường điều chỉnh. Ngoài ra, chế độ chính sách tiền tệ cần cải thiện tính

minh bạch và tăng trách nhiệm giải trình cũng làm giảm sự biến động của lãi suất, vì

thị trường có thể dễ dàng dự đoán các hành động chính sách tiền tệ. Điều này làm

tăng mức độ IRPT của lãi suất chính sách lên lãi suất bán lẻ của các ngân hàng (Liu

và cộng sự, 2011).

5.3.3. Thực hiện chính sách tiền tệ nới lỏng:

Các điều kiện kinh tế vĩ mô hiện hành cũng có thể ảnh hưởng đến cách các

ngân hàng điều chỉnh lãi suất bán lẻ (huy động vốn) của mình trước những thay đổi

trong lãi suất trên thị trường tiền tệ. Các ngân hàng dễ dàng truyền các thay đổi của

lãi suất thị trường tiền tệ sang lãi suất huy động trong điều kiện kinh tế thuận lợi, tốc

độ tăng trưởng kinh tế nhanh. Cũng trong thời kỳ lạm phát cao, các ngân hàng nhanh

chóng thay đổi lãi suất bán lẻ trước với sự thay đổi của lãi suất thị trường tiền tệ, do

giá cả trên thị trường sẽ thay đổi thường xuyên hơn trong môi trường lạm phát cao so

63

với trong giai đoạn lạm phát thấp (Égert và MacDonald, 2008). Đây là một hàm ý

quan trọng cho các nhà hoạch định chính sách tại Việt Nam.

5.4. Hạn chế của đề tài và gợi ý hướng nghiên cứu tiếp theo:

Nghiên cứu còn có các hạn chế như sau:

 Chưa tiếp cận được dữ liệu quan sát có độ rộng về không gian (chỉ riêng

Vietinbank và cả nền kinh tế) và độ lớn về thời gian (chỉ từ giai đoạn từ tháng 1/2008

đến tháng 1/2018, chưa cập nhật được đến năm 2019) do hạn chế trong việc thu thập

dữ liệu của tác giả. Do đó, tác giả đề xuất hướng nghiên cứu tiếp theo mở rộng không

gian nghiên cứu đến các ngân hàng TMCP có vốn Nhà nước chi phối (Vietinbank,

Vietcombank, BIDV, Agribank) hoặc các ngân hàng TMCP mà vốn tư nhân chi phối

(các ngân hàng TMCP còn lại, ngoại trừ các ngân hàng mà NHNN mua lại với giá 0

đồng) và so sánh với lãi suất của cả nền kinh tế. Bên cạnh đó, tác giả cũng đề xuất

mở rộng thời gian nghiên cứu (có thể tăng lên 20 năm và có tính cập nhật hơn) hoặc

xem xét, đánh giá trong nhiều giai đoạn (ví dụ như giai đoạn trước suy thoái, trong

suy thoái và sau suy thoái).

 Chưa đi sâu nghiên cứu sự truyền dẫn của tất cả các loại lãi suất chính sách

tiền tệ (lãi suất cơ bản, lãi suất tái chiết khấu, lãi suất tái cấp vốn, lãi suất cho vay qua

đêm, lãi suất chào mua giấy tờ có giá qua nghiệp vụ thị trường mở) đến lãi suất huy

động cũng như mở rộng thêm nhiều kỳ hạn lãi suất. Bên cạnh đó, nghiên cứu cũng

có hạn chế trong việc xem xét sự truyền dẫn từ lãi suất chính sách đến lãi suất cho

vay (cá nhân, doanh nghiệp). Do đó, nghiên cứu tiếp theo cần mở rộng được các loại

lãi suất chính sách, kỳ hạn của lãi suất huy động và lãi suất cho vay.

Kết luận Chương 5

Chương 5 đã nêu ra các kết luận về kết quả thực nghiệm ở Chương 4 và đưa

ra các hàm ý quản trị cho Vietinbank nói riêng và hàm ý chính sách quản lý cho

NHNN nói chung (nhằm tăng mức độ truyền dẫn của lãi suất chính sách tiền tệ). Bên

cạnh đó, tác giả cũng đã nêu ra một số hạn chế của bài nghiên cứu cũng như gợi ý

hướng nghiên cứu tiếp theo.

DANH MỤC TÀI LIỆU THAM KHẢO

Danh mục tài liệu Tiếng Anh:

Aleksic, M., Durpevic, L., Palic, M., & Tasic, N. (2008). Interest rate

transmission in a dollarized economy: The case of Serbia. National Bank of Serbia

Working Paper Series No. 15, Belgrade.

Amarasekara, C. (2005). Interest rate pass-through in Sri Lanka. Central Bank

of Sri Lanka Staff Studies, 35, 1–32.

Antohi, D., Udrea, I., & Braun, H. (2003). Monetary policy transmission in

Romania. National Bank of Romania Occasional Papers No.3, Bucharest.

Aziakpono, M. J., & Wilson, M. K. (2010). Interest rate pass-through and

monetary policy regimes in South Africa. Paper for Presentation at the CSAE

Conference, 21-23 March, Oxford University, UK.

Banerjee, A., Bystrov, V., & Mizen, P. (2010). Interest rate pass-through in

the major European economies – the role of expectations. University of Birmingham

Discussion Paper. Available at: ftp://ftp.bham.ac.uk/pub/RePEc/pdf/10-07.pdf (last

accessed 22.08.19).

Borio, C. E., & Fritz, W. (1995). The response of short-term bank lending rates

to policy rates: a cross-country perspective. BIS Working Papers 27, Bank for

International Settlements.

Chmielewski, T. (2003). Interest rate pass-through in the Polish banking sector

and bank-specific financial disturbances. In: Paper Presented at the ECB Workshop

on Asset Prices and Monetary Policy, Frankfurt, 11–12 December.

Cihak, M., Harjes, T., & Stavrev, E. (2009). Euro area monetary policy in

uncharted waters. International Monetary Fund Working Paper 09/195, Washington,

DC.

Cottarelli, C., & Kourelis, A. (1994). Financial structure, bank lending rates,

and the transmission mechanism of monetary policy. IMF Staff Paper, 41(4), 587–

623.

De Angelis, C., Aziakpono, M. J., & Faure, A. P. (2005). The transmission of

monetary policy under the repo system in South Africa: An empirical analysis. South

African Journal of Economics, 73(4), 657–73.

de Bondt, G. (2002). Retail Bank Interest Rate Pass Through: New Evidence

at the Euro Area Level. Working paper series, No. 136, European Central Bank,

Frankfurt, Germany.

de Bondt, G. (2005). Interest rate pass-through: empirical results for the Euro

area. German Economic Review, 6(1), 37–78.

de Bondt, G., Mojon, B., & Valla, N. (2005). Term structure and the

sluggishness of retail bank interest rates in euro area countries. ECB Working Paper

518, Frankfurt/Main.

Donnay, M., & Degryse, H. (2001). Bank lending rate pass-through and

differences in the transmission of a single EMU monetary policy. Center for

Economic Studies Discussion Paper Series 01.17, Katholieke Universiteit Leuven.

Égert, B., & Macdonald, R. (2008). Monetary transmission mechanism in

central and Eastern Europe: Surveying the surveyable. Journal of Economic Survey,

23(2), 277–327.

Égert, B., Crespo-Cuaresma, J., & Reininger, T. (2007). Interest rate

passthrough in central and Eastern Europe: reborn from ashes merely to pass-away.

Journal of Policy Modelling, 29, 209–225.

Engle, R., & Granger, C. (1987). Co-integration and error correction:

representation, estimation and testing. Econometrica, 35, 251–276.

Espinosa-Vega, M. A., & Rebucci, A. (2003). Retail bank interest rate pass-

through: Is Chile atypical? IMF Working Papers 03/112, Washington, D.C.

International Monetary Fund.

Gambacorta, L. (2005). Inside the bank lending channel. European Economic

Review, 49, 1737–1759.

Hannan, T. H., & Berger, A. N. (1991). The rigidity of prices: Evidence from

banking industry. The American Economic Review, 81(4), 938–945.

Heinemann, F., & Schuller, M. (2002). Integration benefits on EU retail credit

markets – evidence from interest rate pass-through. ZEW Discussion Paper 02-26,

Mannheim.

Horvath, C., Kreko, J., & Naszodi, A. (2004). Interest rate pass-through: the

case of Hungary. MNB Working Paper 2004/8, Budapest.

Horvath, R., & Podpiera, A. M. (2012). Heterogeneity in bank pricing policies:

the Czech evidence. Economic Systems, 36, 87–108.

Jankee, K. (2004). Testing for nonlinearities in the adjustments of commercial

banks’ retail rates to interbank rates: The case of Mauritius. Paper presented at the

7th annual conference of the African Econometric Society. Stellenbosch, South

Africa.

Jovanovski, Z., Krstevska, A., Mitreska, A., & Bojceva-Terzijan, S. (2005).

Monetary transmission through the interest rates in Macedonia. National Bank of the

Republic of Macedonia Working Paper 13, Skopje (in Macedonian).

Karagiannis, S., Panagopoulos, Y., & Vlamis, P. (2011). Symmetric or

asymmetric interest rate adjustments? Evidence from Southeastern Europe. Review

of Development Economics, 15, 370–385.

Kleimeier, S., & Sander, H. (2006). Expected versus unexpected monetary

policy impulses and interest rate pass-through in eurozone retail banking markets.

Journal of Banking and Finance, 30, 1839–1870.

Kot, A. (2004). Is interest rate pass-through related to banking sector

competitiveness? In: Paper Presented at the Third Macroeconomic Policy Research

Workshop on Monetary Transmission in the New and Old Members of the EU,

Budapest, October, 29–30.

Kwapil, C., & Scharler, J. (2010). Interest rate pass-through, monetary policy

rules and macroeconomic stability. Journal of International Money and Finance, 29,

236–251.

Liu, M. H., Margaritas, D., & Rad, A. T. (2011). Asymmetric information and

price competition in small business lending. In Press doi:

10.1016/j.jbankfin.2011.01.022.

Lowe, P., & Rohling, T. (1992). Loan rate stickiness: Theory and evidence.

Research Discussion Paper. Reserve Bank of Australia.

Mihailov, M. (2010). Modeling interest rates on corporate loans in Bulgaria.

Bulgarian National Bank Discussion Papers DP/80/2010, Sofia (in Bulgarian).

Minea, A., & Rault, C. (2011). External monetary shocks and monetary

integration: Evidence from the Bulgarian currency board. Economic Modelling, 28,

2271–2281.

Mishkin, F. S. (1995). Symposium on the monetary transmission mechanism.

The Journal of Economic Perspectives, 9(4), 3–10.

Modigliani, F. (1971). Monetary policy and consumption: Linkages via

interest rate and wealth effects in the FMP model, consumer spending and monetary

policy: The linkages. Federal Reserve Bank of Boston Conference Series, Conference

Series No.5.

Mojon, B. (2000). Financial structure and the interest rates channel of ECB

monetary policy. ECB Working Paper 40, Frankfurt/Main.

Neumark, D., & Sharpe, S. (1992). Market structure and the nature of price

rigidity: Evidence from the market for consumer deposits. The Quarterly Journal of

Economics, 107(2), 657-680.

Perron, P. (1989). The great crash, the oil shock and the unit root hypothesis,

Econometrica, 57, 1361–1402.

Pesaran, M. H., & Shin, Y. (1999). Autoregressive distributed lag modeling

approach to cointegration analysis. DAE Working Paper 9514, Cambridge.

Pesaran, M. H., Shin, Y., & Smith, R. J. (2001). Bounds testing approaches to

the analysis of level relationships. Journal of Applied Econometrics, 16(3), 289–326.

Rousseas, S. (1985). A mark-up theory of bank loan rates. Journal of Post

Keynesian Economics, 8, 135–144.

Sander, H., & Kleimeier, S. (2004). Convergence in Euro-zone retail banking?

What interest rate pass-through tells us about monetary policy transmission,

competition and integration. Journal of International Money and Finance, 23, 461–

492.

Sander, H., & Kleimeier, S. (2006a). Interest rate pass-through in the common

monetary area of the SACU countries. South African Journal of Economics, 74.

Sander, H., & Kleimeier, S. (2006b). Convergence of interest rate pass-

through in a wider euro zone. Economic Systems, 30, 405–423.

Schorderet, Y. (2003). Asymmetric Co-Integration. Geneva: University of

Geneva.

Shin, Y., Yu, B., & Greenwood-Nimmo, M. (2014). Modelling asymmetric

cointegration and dynamic multipliers in a nonlinear ARDL framework. In W. C.

Horrace, & R. C. Sickles (Eds.) Festschrift in Honor of Peter Schmidt, 281–314. New

York, NY: Springer.

Stiglitz, J. E., & Weiss, A. (1981). Credit rationing in markets with imperfect

information. American Economic Review, 53, 393–410.

Tieman, A. (2004). Interest rate pass-through in Romania and other Central

European economies. IMF Working Paper 04/211, Washington, DC.

Van Leuvensteijn, M., Sørensen, C. K., Bikker, J. A., & van Rixtel, A. A. R.

J. M. (2008). Impact of bank competition on the interest rate pass-through in the euro

area. ECB Working Paper 885, Frankfurt/Main.

Velickovski, I. (2006). Monetary transmission through the interest rate

channel and the financial markets in Macedonia: What have we done, what have we

achieved and what have we learned? National Bank of the Republic of Macedonia

Working Paper 17, Skopje (in Macedonian).

Velickovski, I. (2010). Potential Costs of Euro Adoption for Transition

Countries: A Case Study for Macedonia. VDM Publishing, Frankfurt.

Vizek, M., & Condic-Jurkic, I. (2010). Integration of CEE and EU-15 money

market, deposit and lending markets: does bank ownership matter? In: Paper

Presented at the 12th Dubrovnik Conference, Dubrovnik.

Wang, K-M., & Lee, Y-M. (2009). Market volatility and retail interest rate

pass-through. Economic Modelling, 26, 1270–82.

Wrobel, E., & Pawłowska, M. (2002). Monetary transmission in Poland: Some

evidence on interest rate and credit channels. National Bank of Poland Materiały i

Studia Paper 24, Warsaw.

Yu, B., Chun, S. E., & Kim, J. (2013). Some evidence on the asymmetry of

interest rate pass-through in Asian economies, Korea and the World Economy, 14(2),

207–233.

Zhang, Z., Tsai, S. L., & Chang, T. (2017). New evidence of interest rate pass-

through in Taiwan: A nonlinear autoregressive distributed lag model. Global

Economic Review, 46(2), 129–142.

Danh mục tài liệu Tiếng Việt:

Đinh Thị Thu Hồng, & Phan Đình Mạnh. (2013). Hiệu quả của chính sách tiền

tệ thông qua kênh truyền dẫn lãi suất. Tạp chí Phát triển và Hội nhập, 12(22), 39–47.

Đoàn Duy Khánh. (2014). 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 Thương mại cổ phần

ngoại thương TP.HCM. Luận văn thạc sĩ Đại học Kinh tế Thành phố Hồ Chí Minh

(UEH).

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, 11(21).

Nguyễn Khắc Quốc Bảo, & Nguyễn Hữu Huy Nhựt. (2013). Bằng chứng thực

nghiệm của truyền dẫn lãi suất bất cân xứng ở Việt Nam. Tạp chí Phát triển Kinh tế,

274, 11–22.

Nguyễn Thị Mai Trúc. (2016). Truyền dẫn từ chính sách lãi suất của Ngân

hàng Nhà nước đến lãi suất huy động và lãi suất cho vay tại Ngân hàng Nông nghiệp

và Phát triển nông thôn Việt Nam. Luận văn thạc sĩ Đại học Kinh tế Thành phố Hồ

Chí Minh (UEH).

Nguyễn Thị Ngọc Trang, & Nguyễn Hữu Tuấn. (2014). Minh bạch chính sách

tiền tệ và truyền dẫn lãi suất bán lẻ ở Việt Nam. Tạp chí Phát triển và Hội nhập,

15(25), 11–17.

Trịnh Xuân Quang. (2015). Mức độ truyền dẫn lãi suất chính sách của Ngân

hàng Nhà nước đến lãi suất Ngân hàng Nông nghiệp và Phát triển Nông thôn Việt

Nam. Luận văn thạc sĩ Đại học Kinh tế Thành phố Hồ Chí Minh (UEH).

PHỤ LỤC

PHỤ LỤC 1. Bộ máy tổ chức Vietinbank

ĐẠI HỘI ĐỒNG CỔ ĐÔNG

Ban kiểm soát

HỘI ĐỒNG QUẢN TRỊ

Kiểm toán nội bộ

Văn phòng HĐQT

BAN ĐIỀU HÀNH

- Tài sản Có (ALCO)

Ban Thương hiệu

Ban Thư ký HĐQT & Quan hệ cổ đông

Ban Chiến lược & Quản trị thay đổi

Có tổng 4 Ủy bản thuộc HĐQT:  Ủy ban Nhân sự, Tiền lương, Khen thưởng  Ủy ban Quản lý rủi ro  Ủy ban Chính sách  Ủy ban Quản lý Tài sản Nợ Có tổng 4 Hội đồng thuộc Ban điều hành:  Hội đồng Tín dụng  Hội đồng Quản lý Tài sản Nợ - Tài sản Có  Hội đồng Quản lý Rủi ro  Hội đồng Quản lý vốn

Khối Vận hành

Các Công ty con

Khối Nhân sự

Khối Tài chính

Các Chi nhánh

Khối Kinh doanh vốn & Thị trường

Khối Quản lý rủi ro

Khối Khách hàng Doanh nghiệp

Khối Phê duyệt tín dụng

Khối Công nghệ thông tin

Khối Market ing & Truyền thông

Các phòng ban TSC khác

Khối Pháp chế & Tuân Thủ

Khối Bán lẻ

Nguồn: Vietinbank (www.vietinbank.vn).

PHỤ LỤC 2. Nguồn dữ liệu nghiên cứu

DR_0M DR_3M DR_6M DR_12M DR_13M DR PR

2008M1 2008M2 2008M3 2008M4 2008M5 2008M6 2008M7 2008M8 2.5 3 3.4 3.48 4 4.5 4.3 4 7.2 8.97 10.5 10.5 10.5 17.5 18.2 18.08 7.35 8.97 10.5 10.55 10.55 17.6 18.15 18.1 7.68 10.2 11.78 10.8 10.8 18 18.3 17.62 7.68 10.3 11.83 11.05 11.05 18 18.4 17.55 7.2 8.97 11.19 11.52 13.25 16.64 16.89 17.16 6.5 7.5 7.5 7.5 7.5 15 15 15

17.93 17.2 11.42 10.16 7.77 7.1 7.59 7.64 7.87 7.89 8.43 8.7 8.7 8.9 9.6 10.4 10.4 10.4 10.4 10.8 10.8 11.25 11 11 11 11 12 14 14 14 14 13.7 13.7 13.7 13.7 13.7 14 14 14 14 14 14 4.01 3.73 3.52 3.36 3.2 3.2 2.9 2.9 2.9 2.9 3.1 3.1 3.1 3.1 3.5 3.5 3.5 3.5 3.5 3.5 3.5 3.5 3.5 3.5 3.5 3.5 3.5 3.5 3.5 3.5 3.5 3.5 3.5 3.5 3 3 6 6 6 6 6 6 18.03 17.4 11.72 9.98 7.84 7 7.45 7.48 7.68 7.69 8.12 8.2 8.5 8.8 9.4 10.2 10.2 10.3 10.35 10.8 10.8 11.25 11 11 11 11 10.7 14 14 14 14 13 13.2 13.2 13.2 13.2 14 14 14 14 14 14 17.48 16.4 11.4 10.44 7.78 7.27 7.8 7.9 8.12 8.14 8.6 8.7 8.9 9.25 9.8 10.5 10.5 10.5 10.45 10.9 10.9 11.3 11 11 11 11 12 13.7 13.7 13.7 14 13.7 13.7 13.7 13.7 13.7 14 14 14 14 14 14 2008M9 2008M10 2008M11 2008M12 2009M1 2009M2 2009M3 2009M4 2009M5 2009M6 2009M7 2009M8 2009M9 2009M10 2009M11 2009M12 2010M1 2010M2 2010M3 2010M4 2010M5 2010M6 2010M7 2010M8 2010M9 2010M10 2010M11 2010M12 2011M1 2011M2 2011M3 2011M4 2011M5 2011M6 2011M7 2011M8 2011M9 2011M10 2011M11 2011M12 2012M1 2012M2 17.3 16.03 11.45 10.45 7.8 7.3 7.95 8.01 8.15 8.2 8.6 8.7 9 9.27 9.8 10.5 10.5 10.5 10.45 11.1 11.1 11.35 10.8 10.7 10.8 10.7 12 13.7 13.7 13.7 14 13.7 13.7 13.7 13.7 13.7 14 14 14 14 14 14 16.92 15.24 10.02 7.77 6.99 6.54 7.11 7.17 7.32 7.5 7.62 7.95 8.13 8.4 9.96 10.23 10.23 10.23 10.32 10.97 11.18 11.22 11.1 11.1 11.1 11 12 13.88 13.88 14 14 14 14 14 14 14 14 14 14 14 14 14 15 14 12.5 10.25 8 8 8 7 7 7 7 7 7 7 7 8 8 8 8 8 8 8 8 8 8 8 9 9 9 11 12 13 14 14 14 14 14 15 15 15 15 15

12.5 12 11.2 8.9 9 9 9 9 9 9 8 8 7.5 7.5 7 7.5 7.5 7.5 7.5 7.5 7.5 7.5 7.5 7.5 6.5 6.5 6.5 6.5 6.3 6.2 6 6 5.6 5.5 5.3 5.3 5.3 5.3 5.3 5.3 5.5 5.5 3.4 2.8 2.7 2.2 2 2 2 2 2 2 2 2 2 2 2 1.2 1.2 1.2 1.2 1.2 1.2 1.2 1.2 1.2 1 1 1 1 1 1 1 1 1 1 1 1 1 1 1 1 1 1 12.5 12 11.2 8.9 9 9 9 9 9 9 8 8 7.5 7.5 7 7 7 7 7 7 7 7 7 7 6 6 6 5.8 5.8 5.5 5.5 5.5 5.3 5 5 4.8 4.5 4.5 4.5 4.5 4.5 4.5 2012M3 2012M4 2012M5 2012M6 2012M7 2012M8 2012M9 2012M10 2012M11 2012M12 2013M1 2013M2 2013M3 2013M4 2013M5 2013M6 2013M7 2013M8 2013M9 2013M10 2013M11 2013M12 2014M1 2014M2 2014M3 2014M4 2014M5 2014M6 2014M7 2014M8 2014M9 2014M10 2014M11 2014M12 2015M1 2015M2 2015M3 2015M4 2015M5 2015M6 2015M7 2015M8 13.2 12.4 11.9 9 9 9 9 9 9 9 11 11 10.5 10.5 8 8 8 8 8 8 8 8 8 8 7.5 7.5 7.5 7.5 7.25 7.2 7 6.9 6.6 6.3 6 6 6 6 6 6 6 6 13.3 12.6 12 10.8 11 11.3 11.7 11.7 11.2 11.2 9 9 9 9 8 8 8 8 8 8 8 8 8 8 7.5 7.5 7.5 7.5 7.5 7.2 7 7 6.9 6.5 6.3 6.3 6.3 6.3 6.3 6.4 6.4 6.4 12.96 12 11.04 9 9 9 9 9 9 8.04 8.01 8.01 7.56 7.38 6.93 6.81 6.93 6.81 6.81 6.93 6.81 6.69 6.69 6.57 6 5.88 5.88 5.79 5.76 5.76 5.76 5.16 4.92 4.92 4.89 4.89 4.68 4.68 4.68 4.8 4.8 4.68 14 13 12 11 10 10 10 10 10 9 9 9 8 8 7 7 7 7 7 7 7 7 7 7 6.5 6.5 6.5 6.5 6.5 6.5 6.5 6.5 6.5 6.5 6.5 6.5 6.5 6.5 6.5 6.5 6.5 6.5

2015M9 2015M10 2015M11 2015M12 2016M1 2016M2 2016M3 2016M4 2016M5 2016M6 2016M7 2016M8 2016M9 2016M10 2016M11 2016M12 2017M01 2017M02 2017M03 2017M04 2017M05 2017M06 2017M07 2017M08 2017M09 2017M10 2017M11 2017M12 2018M01 1 1 1 1 1 1 1 1 1 1 1 1 1 0.5 0.3 0.3 0.3 0.3 0.3 0.3 0.3 0.3 0.3 0.3 0.3 0.3 0.3 0.3 0.3 4.5 4.5 4.5 5.2 5.2 5.2 5.2 5.2 5.2 5.5 5.5 5.5 5.5 5 5 5 5 5 5 5 5 4.8 4.8 4.8 4.8 4.8 4.8 5.2 5.2 5.3 5.3 5.3 5.6 5.6 5.6 5.8 5.8 5.8 5.8 5.8 5.8 5.8 5.3 5.3 5.3 5.3 5.3 5.3 5.3 5.3 5.3 5.3 5.3 5.3 5.3 5.3 5.8 5.8 6 6 6 6 6 6 6.5 6.5 6.5 6.5 6.5 6.5 6.8 6.8 6.8 6.8 6.8 6.8 6.8 6.8 6.8 6.6 6.6 6.6 6.6 6.6 6.6 6.8 6.8 6.2 6.2 6.2 6.5 6.5 6.5 6.8 6.8 6.8 6.8 6.8 6.8 6.8 6.8 6.8 6.8 6.8 6.8 6.8 6.8 6.8 6.8 6.8 6.8 6.8 6.8 6.8 6.8 6.8 4.68 4.68 4.83 4.68 4.83 4.89 5.25 5.25 5.25 5.25 5.25 5.25 4.8 4.8 4.8 4.8 4.8 4.8 4.8 4.8 4.8 4.8 4.8 4.8 4.89 4.86 4.78 4.78 4.75 6.5 6.5 6.5 6.5 6.5 6.5 6.5 6.5 6.5 6.5 6.5 6.5 6.5 6.5 6.5 6.5 6.5 6.5 6.5 6.5 6.5 6.5 6.25 6.25 6.25 6.25 6.25 6.25 6.25

Trong đó: DR_0M là lãi suất huy động không kỳ hạn Vietinbank.

DR_3M là lãi suất huy động kỳ hạn 3 tháng Vietinbank.

DR_6M là lãi suất huy động kỳ hạn 6 tháng Vietinbank.

DR_12M là lãi suất huy động kỳ hạn 12 tháng Vietinbank.

DR_13M là lãi suất huy động kỳ hạn trên 12 tháng Vietinbank.

DR là lãi suất huy động nền kinh tế.

PR là lãi suất chính sách (lãi suất cơ bản).

Nguồn: Vietinbank (www.vietinbank.vn), IMF (www.imf.org).