Luận văn Ảnh hưởng của cú sốc chính sách tiền tệ đến các biến vĩ mô ở Việt Nam

55 trang tranphuong11 27/01/2022 3620

Download

Bạn đang xem 20 trang mẫu của tài liệu "Luận văn Ảnh hưởng của cú sốc chính sách tiền tệ đến các biến vĩ mô ở Việt Nam", để tải tài liệu gốc về máy bạn click vào nút DOWNLOAD ở trên

Tài liệu đính kèm:

luan_van_anh_huong_cua_cu_soc_chinh_sach_tien_te_den_cac_bie.pdf

Nội dung text: Luận văn Ảnh hưởng của cú sốc chính sách tiền tệ đến các biến vĩ mô ở Việt Nam

BỘ GIÁO DỤC ĐÀO TẠO TRƯỜNG ĐẠI HỌC KINH TẾ TP.HCM Nguyễn Như Mai ẢNH HƯỞNG CỦA CÚ SỐC CHÍNH SÁCH TIỀN TỆ ĐẾN CÁC BIẾN VĨ MƠ Ở VIỆT NAM LUẬN VĂN THẠC SĨ KINH TẾ Tp. Hồ Chí Minh, tháng 07 năm 2013
BỘ GIÁO DỤC ĐÀO TẠO TRƯỜNG ĐẠI HỌC KINH TẾ TP.HCM Nguyễn Như Mai ẢNH HƯỞNG CỦA CÚ SỐC CHÍNH SÁCH TIỀN TỆ ĐẾN CÁC BIẾN VĨ MƠ Ở VIỆT NAM Chuyên ngành : Tài chính – Ngân hàng Mã số : 60340201 LUẬN VĂN THẠC SĨ KINH TẾ NGƯỜI HƯỚNG DẪN KHOA HỌC: TS. NGUYỄN KHẮC QUỐC BẢO Tp. Hồ Chí Minh, tháng 07 năm 2013
MỤC LỤC Trang DANH MỤC CHỮ VIẾT TẮT 1 DANH MỤC BẢNG 2 DANH MỤC HÌNH VẼ 3 TĨM TẮT 4 1. Giới thiệu 5 2. Khung lý thuyết và bằng chứng thực nghiệm 8 2.1 Khung lý thuyết về truyền dẫn chính sách tiền tệ 8 2.1.1 Kênh lãi suất 8 2.1.2 Các kênh giá tài sản 9 2.1.3 Các kênh tín dụng 12 2.2 Bằng chứng thực nghiệm 18 2.2.1 Bằng chứng thực nghiệm của các nước trên thế giới 18 2.2.2 Bằng chứng thực nghiệm ở Việt Nam 20 3. Phương pháp nghiên cứu 23 3.1 Tĩm lược mơ hình nghiên cứu SVAR 23 3.2 Cấu trúc mơ hình 24 3.3 Mơ phỏng các bước thực hiện 26 3.4 Dữ liệu và lựa chọn các biến 29 4. Nội dung kết quả nghiên cứu 31
4.1 Kiểm định tính dừng 31 4.2 Lựa chọn độ trễ tối ưu 31 4.3 Kiểm định tính ổn định của mơ hình 32 4.4 Kiểm định tự tương quan 33 4.5 Kết quả ước lượng ma trận A0 33 4.6 Phân tích phản ứng xung 34 4.7 Phân tích phân rã phương sai 37 4.8 Thảo luận kết quả 40 5. Kết luận 44 Danh mục tài liệu tham khảo 46 Phụ lục 49
1 DANH MỤC CHỮ VIẾT TẮT AIC : Akaike Information Criterion BSVAR : Bayesian Structural Vector autoregression FPE : Final Prediction error IMF : International Monetary Fund GDP : Gross Domestic Product GSO : General Statistics Office Of Viet Nam HQ : Hannan-Quinn Information Criterion LM : Lagrangian Multiplier LR : sequential modified LR test statistic NHNN : Ngân hàng nhà nước NOEM : New Open Economy Macroeconomics SC : Schwarz information Criterion SVAR : Structural Vector autoregression VAR : Vector autoregression VND : Việt Nam đồng WTO : World Trade Organization
2 DANH MỤC BẢNG Bảng 3.1: Các biến sử dụng trong bài nghiên cứu 29 Bảng 4.1: Kế quả kiểm định tính dừng 31 Bảng 4.2: Kết quả kiểm định độ trễ tối ưu 32 Bảng 4.3: Kết quả kiểm định tự tương quan 33 Bảng 4.4: Kết quả ma trận A0 của mơ hình 33 Bảng 4.5: Phân rã phương sai sản lượng cơng nghiệp 37 Bảng 4.6: Phân rã phương sai chỉ số giá tiêu dùng 38 Bảng 4.7: Phân ra phương sai cung tiền 38 Bảng 4.8: Phân rã phương sai lãi suất 39 Bảng 4.9: Phân rã phương sai tỷ giá hối đối 40
3 DANH MỤC HÌNH VẼ Hình 2.1: Tổng hợp nguyên lý hoạt động của các kênh truyền dẫn truyền thống 17 Hình 4.1: Kiểm định tính ổn định của mơ hình 32 Hinh 4.2: Hàm phản ứng xung của các biến vĩ mơ trước cú sốc cung tiền 35 Hinh 4.3: Hàm phản ứng xung của các biến vĩ mơ trước cú sốc lãi suất 36 Hinh 4.4: Cung tiền, sản lượng cơng nghiệp, chỉ số vnindex năm 2002-2010 41 Hinh 4.5: Cung tiền, chỉ số giá tiêu dùng năm 2003-2012 42
4 Tĩm tắt Theo lý thuyết, chính sách tiền tệ được xem là một cơng cụ chính sách quan trọng tác động đến nền kinh tế nhằm ổn định kinh tế vĩ mơ. Khi suy thối kinh tế xảy ra, các nhà làm chính sách trên thế giới, trong đĩ cĩ Việt Nam đã thực hiện nhiều chính sách tiền tệ nhằm kéo nền kinh tế ra khỏi suy thối. Để kiểm tra tác động của chính sách tiền tệ ảnh hưởng đến các biến vĩ mơ của nền kinh tế như thế nào. Bài nghiên cứu kiểm tra thực nghiệm ảnh hưởng cú sốc của chính sách tiền tệ đến các biến kinh tế vĩ mơ của nền kinh tế Việt Nam như thế nào. Sử dụng mơ hình hồi qui vector cấu trúc (SVAR) với dữ liệu theo tháng, từ tháng 01 năm 2001 đến tháng 11 năm 2012. Bài nghiên cứu gồm 2 nhĩm biến, nhĩm đại diện tác động bên ngồi: giá dầu thế giới (opw), lãi suất thế giới (i*) và nhĩm biến đại diện trong nước: chỉ số sản xuất cơng nghiệp (ip), chỉ số giá tiêu dùng (cpi), cung tiền (M2), lãi suất (i), tỷ giá hối đối danh nghĩa (neer).
5 1. Giới thiệu Kể từ cuộc khủng hoảng tồn cầu xảy ra năm 2008, tại sao Việt Nam cũng như các nước trên thế giới đã thực hiện nhiều chính sách tiền tệ nhằm mong muốn kéo nền kinh tế vượt qua cuộc khủng hoảng. Vậy chính sách tiền tệ cĩ tác dụng như thế nào mà các quốc gia đều thực hiện khi nền kinh tế xấu đi nhằm mong muốn nền kinh tế phục hồi. Để cĩ thể hiểu được chính tiền tệ hiệu quả như thế nào và đảm bảo được các mục tiêu vĩ mơ đề ra. NHNN nhiều nước đã tiến hành phân tích và đánh giá cơ chế truyền dẫn tiền tệ của nước mình để từ đĩ cĩ giải pháp nhằm nâng cao hiệu quả thực thi chính sách tiền tệ cũng như giải pháp nhằm hạn chế các tác động tiêu cực. Chính sách tiền tệ là một cơng cụ chính ảnh hưởng đến sự phát triển nền kinh tế của một quốc gia. Vì vậy, quan trọng để hiểu được các kênh mà hoạt động của chính sách tiền tệ ảnh hưởng đến tăng trưởng của nền kinh tế cũng như thời gian mà chính sách tiền tệ ảnh hưởng đến hoạt động thực của nền kinh tế. Lý thuyết về nền kinh tế vĩ mơ mở mới (NOEM) được tiên phong đầu tiên bởi Obstfeld và Rogoff (1995), đã đưa ra giả thuyết rằng chính sách tiền tệ ảnh hưởng đến nền kinh tế thực thơng qua kênh lãi suất và tỷ giá. Lý thuyết NOEM cho rằng ảnh hưởng của cú sốc chính sách tiền tệ về lãi suất và tỷ giá ngay lập tức, trong khi đĩ ảnh hưởng đến sản lượng với một độ trễ và giá với độ trễ xa hơn. Các nhà nghiên cứu thực hiện nhiều nghiên cứu thực nghiệm để kiểm tra những dự báo của mơ hình NOEM, sử dụng mơ hình hồi qui vector (VAR). Tuy nhiên, một vài nghiên cứu thực nghiệm gặp phải những kết quả nghi ngờ về ảnh hưởng của cú sốc chính sách tiền tệ khơng đồng nhất với những dự đốn của lý thuyết NOEM. Thơng qua các nghiên cứu của Cushman và Zha (1997), Kim and Roubini (2000) và Sims và Zha (2006), chúng ta hiểu được những kết quả nghi ngờ xuất phát từ việc nhận dạng cú sốc bên ngồi khơng phù hợp. Để hiểu rỏ hơn sự truyền dẫn của cú sốc chính sách tiền tệ vào các biến vĩ mơ của nền kinh tế, những tác giả này khuyên nên sử dụng mơ hình SVAR để xác định sự phản ứng của chính
6 sách tiền tệ. Ưu điểm của mơ hình này là cho phép các biến tương tác đồng thời với nhau trong mơ hình. Như vậy, cho đến nay đã cĩ một số lượng lớn các cơng trình lý thuyết cũng như thực nghiệm về ảnh hưởng của chính sách tiền tệ đến nền kinh tế. Ở Việt Nam cĩ một số nghiên cứu định lượng điển hình về cơ chế truyền dẫn chính sách tiền tệ với các mơ hình khác nhau như: + Lê Việt Hùng và Wade D. Pfau (2008) phân tích sự truyền dẫn của chính sách tiền tệ, sử dụng mơ hình VAR. + Phạm Thế Anh (2008) nghiên cứu chính sách tiền tệ và ảnh hưởng của nĩ đối với lạm phát, sản lượng và các biến vĩ mơ khác, sử dụng mơ hình SVAR. + Trần Ngọc Thơ và cộng sự (2013) nghiên cứu cơ chế truyền dẫn chính sách tiền tệ ở Việt Nam, sử dụng mơ hình SVAR. Trong các nghiên cứu ở trên cĩ 2 nghiên cứu sử dụng mơ hình SVAR với 2 cấu trúc khác nhau. Mơ hình nghiên cứu của Phạm Thế Anh (2008) chỉ xét 4 biến trong nước, chưa xét đến chính sách tiền tệ bị ảnh hưởng bởi yếu tố bên ngồi (giá dầu thế giới, lãi suất thế giới). Cấu trúc mơ hình nghiên cứu của Trần Ngọc Thơ và cộng sự (2013) khác với cấu trúc mơ hình nghiên cứu của Sayyed Mahdi Ziaei (2012), điển hình là phương trình chỉ số giá tiêu dùng. Trần Ngọc Thơ và cộng sự (2013) cho rằng chỉ số giá tiêu dùng phản ứng ngay lập tức khi cĩ sự thay đổi tỷ giá hối đối, trong khi Sayyed Mahdi Ziaei (2012) cho rằng chỉ số giá tiêu dùng phản ứng ngay lập tức bởi sự thay đổi của tỷ giá hối đối chỉ xảy ra ở Ả rập Saudi, vì nước này sử dụng tỷ giá hối đối như là cơng cụ chính để ổn định giá trong nước. Do đĩ, bài nghiên cứu áp dụng theo cấu trúc Sayyed Mahdi Ziaei (2012) mà bài nghiên cứu này áp dụng theo Kim and Roubini’s (2000), để phân tích cú sốc chính sách tiền tệ ở Việt Nam. Cấu trúc mơ hình theo Sayyed Mahdi Ziaei (2012) cũng được Coric, Bruno et al. (2012) sử dụng khi phân tích ảnh hưởng của chính sách tiền tệ đến sản lượng và giá. Nhận dạng cú sốc của chính sách tiền tệ được chính xác hơn, bài nghiên cứu cũng đưa ra các giả định theo Sayyed Mahdi Ziaei (2012) và Bhuiyan, Rokon (2012). Thứ nhất, nền kinh tế Việt Nam được xem là nền kinh
7 tế mở và nhỏ. Thứ hai, Việt Nam là nước vay mượn trên thị trường vốn quốc tế và nhập khẩu dầu nên bài nghiên cứu sử dụng lãi suất thế giới và giá dầu thế giới ảnh hưởng đến chính sách tiền tệ ở Việt Nam. Thứ ba, để tăng tính chính xác của mơ hình bài nghiên cứu cho phép các biến chính sách tiền tệ và các biến vĩ mơ khác trong mơ hình tương tác đồng thời với nhau, bằng cách sử dụng mơ hình SVAR. Ở Việt Nam số lượng bài nghiên cứu về chính sách tiền tệ ảnh hưởng đến các biến vĩ mơ chưa đa dạng. Cấu trúc mơ hình nghiên cứu theo Sayyed Mahdi Ziaei (2012) chưa phổ biến. Để cĩ thêm cơ sở kết luận về cú sốc của chính sách tiền tệ ảnh hưởng đến các biến vĩ mơ. Vì vậy, mục tiêu của bài nghiên cứu sẽ gĩp phần cùng với các nghiên cứu về Việt Nam, để chúng ta cĩ cái nhìn tổng quát hơn về cú sốc của chính sách tiền tệ ảnh hưởng đến các biến vĩ mơ (sản lượng, lạm phát, tỷ giá hối đối) ở Việt Nam như thế nào? Bài nghiên cứu sẽ trả lời các câu hỏi sau: - Thứ nhất, cú sốc của chính sách tiền tệ sẽ ảnh hưởng đến các biến vĩ mơ ở Việt Nam như thế nào ? - Thứ hai, cú sốc của chính sách tiền tệ sẽ truyền dẫn vào nền kinh tế thơng qua các kênh nào? - Thứ ba, mất bao lâu cú sốc của chính sách tiền tệ sẽ ảnh hưởng đến các biến vĩ mơ ?
8 2. Khung lý thuyết và các bằng chứng thực nghiệm 2.1 Khung lý thuyết về truyền dẫn chính sách tiền tệ Cơ chế truyền dẫn chính sách tiền tệ được mơ tả là qúa trình mà những thay đổi trong chính sách tiền tệ ảnh hưởng đến các biến vĩ mơ trọng yếu như tiêu dùng, giá cả, đầu tư và sản lượng. Theo Mishkin (1996, 2004) cung cấp một cái nhìn tổng quan về các kênh truyền dẫn của chính sách tiền tệ bao gồm: - Kênh lãi suất - Kênh giá tài sản - Kênh tín dụng 2.1.1 Kênh lãi suất Kênh lãi suất là kênh cơ bản được đề cập tới trong nhiều lý thuyết kinh tế trong hơn năm mươi năm qua và là cơ chế truyền dẫn tiền tệ quan trọng trong mơ hình IS-LM của trường phái Keynes, một nền tảng cho lý thuyết kinh tế học vĩ mơ hiện nay. Quan điểm của trường phái Keynes với mơ hình IS-LM được thể hiện thơng qua sơ đồ truyền dẫn sau: M ↑⇒ ir ↓ ⇒I ↑ ⇒ Y ↑ (2.1) M↑ thể hiện việc nới lỏng chính sách tiền tệ, khiến lãi suất thực giảm ( ir ↓), do đĩ làm giảm chi phí vốn, dẫn đến tăng chi tiêu cho đầu tư (I ↑), từ đĩ dẫn đến tăng tổng cầu và tăng sản lượng (Y ↑). Một điểm quan trọng của kênh lãi suất này là nhấn mạnh vào lãi suất thực hơn lãi suất danh nghĩa khi lãi suất ảnh hưởng tới đến quyết định của doanh nghiệp và người tiêu dùng. Thêm vào đĩ, cơ chế này cho rằng lãi suất thực dài hạn chứ khơng phải lãi suất thực ngắn hạn mới tác động mạnh đến chi tiêu. Làm thế nào để sự thay đổi lãi suất danh nghĩa ngắn hạn mà ngân hàng trung ương đưa ra dẫn đến một sự thay đổi tương ứng ở mức lãi suất thực trên cả trái phiếu ngắn và dài hạn?
9 Điểm quan trọng ở đây là giá cả cĩ tính cố định, do đĩ khi chính sách tiền tệ nới lỏng làm giảm lãi suất danh nghĩa trong ngắn hạn cũng đồng thời làm giảm lãi suất thực ngắn hạn; điều này sẽ vẫn đúng ngay cả khi cĩ các kỳ vọng hợp lý. Lý thuyết kỳ vọng về cấu trúc kỳ hạn phát biểu rằng lãi suất dài hạn là trung bình của các lãi suất ngắn hạn trong tương lai, tức là việc giảm lãi suất thực ngắn hạn sẽ làm giảm lãi suất thực dài hạn. Mức lãi suất thực thấp hơn này sẽ làm tăng đầu tư tài sản cố định của doanh nghiệp, đầu tư nhà ở, chi tiêu hàng lâu bền và đầu tư hàng tồn kho và kết quả là làm gia tăng tổng sản lượng. Việc lãi suất thực cĩ tác động đến chi tiêu chứ khơng phải là lãi suất danh nghĩa cho thấy một cơ chế quan trọng cho chính sách tiền tệ kích thích nền kinh tế như thế nào, ngay cả trong trường hợp lãi suất danh nghĩa chạm sàn trong thời kỳ lạm phát. Khi lãi suất danh nghĩa ở mức 0%, một sự mở rộng cung tiền tệ (M ↑) cĩ e e thể tăng mức giá dự kiến (P ↑) khiến lạm phát dự kiến tăng (π ↑), qua đĩ giảm mức e lãi suất thực ( ir =[i - π ] ↓); ngay cả khi lãi suất danh nghĩa cố định ở 0%, vẫn khuyến khích chi tiêu thơng qua kênh truyền dẫn bằng lãi suất đã nêu ở trên. Cụ thể: e e M ↑⇒ P ↑ ⇒ π ↑⇒ ir ↓ ⇒ I ↑⇒Y ↑ (2.2) 2.1.2 Các kênh giá tài sản Một số quan điểm phê phán trường phái trọng tiền đối với thuyết IS-LM trong phân tích những tác động của chính sách tiền tệ lên nền kinh tế cho rằng nĩ chỉ tập trung chủ yếu vào giá của một loại tài sản là tiền tệ, tức là lãi suất, mà khơng đề cập đến giá của các tài sản khác. Những người theo trường phái trọng tiền đã hình dung ra một cơ chế truyền dẫn mà ở đĩ giá của các loại tài sản khác và cả của cải thực cũng tham gia vào quá trình truyền dẫn những tác động của chính sách tiền tệ lên nền kinh tế. Ngay cả những người theo học thuyết Keynes như là Franco Modigliani cũng thừa nhận điều này khi xem xét những tác động từ giá cả các tài sản khác như là then chốt đối với cơ chế truyền dẫn tiền tệ. Bên cạnh trái phiếu, cĩ hai loại tài sản chính được quan tâm đặc biệt trong lý thuyết về cơ chế truyền dẫn là ngoại hối và cổ phiếu.
10 • Kênh tỷ giá hối đối Với sự mở rộng của nền kinh tế Mỹ và việc hướng tới tỷ giá hối đối thả nổi ở nhiều nền kinh tế, đã cĩ nhiều sự chú ý tới hoạt động truyền dẫn chính sách tiền tệ thơng qua việc tỷ giá hối đối tác động lên xuất khẩu rịng. Kênh này cũng liên quan tới những tác động của lãi suất, vì khi lãi suất thực trong nước giảm, tiền gửi bằng nội tệ trở nên kém hấp dẫn hơn so với những khoản tiền gửi bằng các ngoại tệ khác, dẫn tới sự sụt giảm trong giá trị của tiền gửi bằng nội tệ so với tiền gửi bằng các đồng tiền khác, đĩ chính là sự giảm giá của đồng nội tệ (E ↓). Giá trị của đồng nội tệ thấp hơn làm cho hàng hĩa nước đĩ trở nên rẻ hơn so với hàng hĩa nước ngồi, và do đĩ làm tăng xuất khẩu rịng (NX ↑) và dẫn đến sản lượng tăng (Y ↑). Sơ đồ về hoạt động của cơ chế truyền dẫn tiền tệ thơng qua tỷ giá hối đối được biểu diễn như sau: M ↑⇒ir ↓ ⇒ Ε ↓ ⇒ NX ↑ ⇒Y ↑ (2.3) Vai trị quan trọng của kênh tỷ giá hối đối trong việc truyền dẫn tác động của chính sách tiền tệ lên nền kinh tế trong nước đã được dẫn chứng trong những nghiên cứu gần đây của Bryant, Hooper, Mann (1993), và Taylor (1993). • Kênh giá cổ phiếu Cĩ hai kênh quan trọng cĩ liên quan đến giá cổ phiếu trong cơ chế truyền dẫn tiền tệ: kênh liên quan tới học thuyết q của Tobin về đầu tư và những tác động của mức độ giàu cĩ lên tiêu dùng. Học thuyết q của Tobin (Tobin’s q Theory). Học thuyết q của Tobin đưa ra một cơ chế sử dụng các cơng cụ chính sách tiền tệ tác động tới nền kinh tế thơng qua tác động lên giá trị của vốn cổ phần (xem Tobin [1969]). Tobin định nghĩa q là giá thị trường của doanh nghiệp chia cho chi phí thay thế vốn thay thế. Nếu q cao, giá thị trường của cơng ty sẽ cao so với chi phí thay thế vốn hay vốn mở nhà xưởng mới và thiết bị mới sẽ rẻ hơn so với giá trị thị trường của cơng ty. Các cơng ty khi đĩ cĩ thể phát hành vốn cổ phần và thu được giá cao so với chi phí trang thiết bị và
11 nhà xưởng mà họ đang mua. Do đĩ, đầu tư sẽ nhiều hơn vì doanh nghiệp cĩ thể mua được rất nhiều hàng hĩa đầu tư mới bằng một lượng nhỏ vốn cổ phần phát hành. Giá trị vốn hố thị trường q = (2.4) Chi phí sử dụng thay thế vốn Mặt khác, khi q thấp, cơng ty sẽ khơng mua hàng hĩa đầu tư mới vì giá trị thị trường của cơng ty là thấp so với chi phí vốn. Nếu cơng ty muốn thu được vốn khi q thấp, họ mua một cơng ty khác với giá rẻ và nhận được lượng vốn cũ thay thế. Đầu tư vì thế mà giảm sút. Điểm then chốt của cuộc tranh luận này đĩ là mối liên hệ q và chi phí đầu tư. Nhưng chính sách tiền tệ tác động lên giá cổ phiếu như thế nào? Trong lý thuyết tiền tệ, khi cung tiền tệ tăng, cơng chúng nhận thấy họ cĩ nhiều tiền hơn so với họ muốn và vì vậy họ cố gắng giảm lượng tiền nắm giữ bằng cách tăng mức tiêu dùng và đầu tư. Nơi mà cơng chúng cĩ thể chọn để đầu tư nhiều hơn cả là thị trường chứng khốn, nhu cầu nắm giữ chứng khốn gia tăng cho nên giá của chúng tăng. Thuyết của Keynes cũng dẫn tới một kết luận tương tự, bởi vì lãi suất giảm do chính sách tiền tệ nới lỏng đã làm trái phiếu kém hấp dẫn hơn so với cổ phiếu, do đĩ làm tăng giá cổ phiếu. Khi giá cổ phiếu (Pe) cao hơn, sẽ dẫn đến hệ số q cao hơn và do đĩ đầu tư cao hơn lại dẫn đến một cơ chế chuyển dịch tiếp theo của chính sách tiền tệ đến biến Y: M ↑⇒ Pe ↑ ⇒ q ↑⇒I ↑⇒Y ↑ (2.5) Những tác động của sự giàu cĩ (Wealth Effects): Một kênh khác thực hiện quá trình truyền dẫn tác động của chính sách tiền tệ thơng qua giá cổ phiếu được mơ tả qua tác động của sự giàu cĩ lên tiêu dùng. Kênh này đã nhận được sự ủng hộ mạnh mẽ của Franco Modigliani và mơ hình MPS của ơng, và một phiên bản của nĩ đang được ứng dụng tại Hệ thống Dự trữ liên bang FED (xem Modigliani-1971).
12 Trong mơ hình vịng đời của Modigliani, chi tiêu tiêu dùng được quyết định bởi những nguồn lực trong suốt cuộc đời của cá nhân, bao gồm cả nguồn vốn con người, tài sản thực và tài sản tài chính. Trong cấu phần của tài sản tài chính bao gồm cả cổ phiếu phổ thơng. Khi giá cổ phiếu tăng, giá trị của tài sản tài chính cũng tăng, do vậy làm tăng nguồn lực của người tiêu dùng và vì vậy chi tiêu tiêu dùng sẽ tăng. Khi chúng ta thấy chính sách tiền tệ nới lỏng cĩ thể dẫn đến một sự tăng giá cổ phiếu, ta sẽ cĩ một cơ chế truyền dẫn tiền tệ khác: M ↑⇒ Pe ↑ ⇒ Sự giàu cĩ ↑ ⇒ Tiêu dùng ↑⇒Y ↑ (2.6) Kênh giá nhà đất: Khung khổ lý thuyết q của Tobin ứng dụng trực tiếp vào thị trường nhà đất, nơi mà nhà ở cũng được xem như là một hình thức vốn cổ phần. Khi giá nhà tăng, sẽ làm tăng chi phí thay thế, dẫn đến tăng q trong mơ hình của Tobin về nhà đất, từ đĩ khuyến khích sản xuất. Tương tự, giá nhà đất đang là một nhân tố cấu thành cực kỳ quan trọng của sự giàu cĩ và do vậy khi giá này tăng sẽ làm tăng sự giàu cĩ, vì vậy mà tiêu dùng tăng. Nới lỏng tiền tệ là nguyên nhân làm tăng giá nhà đất thơng qua những cơ chế đã mơ tả ở trên làm tăng tổng cầu. Bởi vậy, cơ chế truyền dẫn tiền tệ cũng được hình thành thơng qua kênh giá nhà đất. 2.1.3 Các kênh tín dụng Cĩ hai kênh truyền dẫn tiền tệ cơ bản đều xuất phát từ kết quả của vấn đề thơng tin khơng cân xứng trong thị trường tín dụng là: kênh cho vay ngân hàng và kênh bảng cân đối tài sản. • Kênh cho vay ngân hàng Kênh cho vay ngân hàng dựa trên quan điểm ngân hàng đĩng vai trị đặc biệt trong hệ thống tài chính bởi vì các ngân hàng cĩ đủ các điều kiện tốt để giải quyết các vấn đề thơng tin khơng cân xứng trong thị trường tín dụng. Do vai trị đặc biệt của ngân hàng, một số người vay nhất định sẽ khơng thể gia nhập vào thị trường tín dụng trừ khi họ vay từ ngân hàng. Kênh truyền dẫn tiền tệ qua cho vay ngân hàng hoạt động như sau: Chính sách tiền tệ nới lỏng làm tăng dữ trữ ngân hàng và tiền
13 gửi ngân hàng, tăng chất lượng các khoản vay ngân hàng hiện cĩ. Do ngân hàng cĩ vai trị đặc biệt quan trọng là người cho vay của những người đi vay ngân hàng, chính việc tăng các khoản vay sẽ dẫn đến đầu tư tăng. Theo sơ đồ, ảnh hưởng của chính sách tiền tệ là: M↑ ⇒ Tiền gửi ngân hàng ↑ ⇒ các khoản vay ngân hàng ↑ ⇒ I ↑⇒ Y↑ (2.7) Hàm ý quan trọng của quan điểm về kênh tín dụng là chính sách tiền tệ cĩ ảnh hưởng lớn tới sự tiêu dùng của các cơng ty nhỏ phụ thuộc nhiều vào các khoản vay ngân hàng hơn là các cơng ty lớn cĩ khả năng huy động vốn trực tiếp từ thị trường bằng cách phát hành cổ phiếu và trái phiếu. • Kênh bảng cân đối tài sản Giá trị rịng của các cơng ty càng thấp đi thì các vấn đề lựa chọn đối nghịch và rủi ro đạo đức khi tiến hành cho các cơng ty này vay càng trầm trọng hơn. Giá trị rịng thấp hơn nghĩa là người cho vay cĩ ít tài sản thế chấp cho các khoản vay của họ, và vì vậy thua lỗ từ sự lựa chọn đối nghịch sẽ cao hơn. Giá trị rịng thấp của các cơng ty kinh doanh cũng làm tăng vấn đề rủi ro đạo đức, bởi vì điều này cĩ nghĩa là những người chủ sở hữu cĩ tiền đĩng gĩp cổ phần thấp trong cơng ty của họ, khiến cho họ cĩ nhiều động lực tham gia vào các dự án đầu tư rủi ro. Do thực hiện các dự án đầu tư rủi ro hơn cĩ thể dẫn đến việc khơng trả được nợ, làm giảm giá trị rịng của các cơng ty sẽ dẫn đến giảm cho vay và vì thế giảm chi đầu tư. Chính sách tiền tệ cĩ thể ảnh hưởng tới bảng cân đối tài sản của các cơng ty theo một số cách. Chính sách tiền tệ nới lỏng (M↑) dẫn đến giá chứng khốn tăng (Ps↑) như đã mơ tả ở phần trước, làm tăng giá trị rịng của cơng ty và vì vậy dẫn đến chi đầu tư cao hơn (I ↑) và tăng tổng cầu (Y↑), nhờ giảm lựa chọn đối nghịch và rủi ro đạo đức. Sơ đồ của kênh bảng cân đối tài sản của truyền dẫn tiền tệ. M↑ ⇒ Ps↑ ⇒ lựa chọn đối nghịch & rủi ro đạo đức ↓ ⇒Cho vay↑ ⇒ I↑⇒ Y↑ (2.8) • Kênh dịng tiền
14 Kênh dịng tiền là một kênh khác của bảng cân đối tài sản, hoạt động thơng qua ảnh hưởng của nĩ đến dịng tiền. Chính sách tiền tệ nới lỏng làm giảm lãi suất, tạo nên một sự tăng trưởng trong bảng cân đối tài sản của cơng ty bởi vì dịng tiền tăng, do đĩ giảm lựa chọn đối nghịch và rủi ro đạo đức. Vì thế, sơ đồ cho kênh bảng cân đối tài sản được bổ sung như sau: M↑ ⇒i↓ ⇒ dịng tiền ↑⇒ lựa chọn đối nghịch & rủi ro đạo đức ↓ ⇒ Cho vay↑ ⇒ I↑ ⇒ Y↑ (2.9) Như Stiglitz và Weiss (1981) đề cập, hạn chế tín dụng xảy ra trong trường hợp người vay bị từ chối khoản vay ngay cả khi họ sẵn sàng trả lãi suất cao hơn. Đây là do các cá nhân và các cơng ty với các dự án đầu tư rủi ro nhất sẵn sàng trả lãi suất cao nhất, bởi vì nếu đầu tư mạo hiểm thành cơng, họ sẽ là người hưởng lợi. Vì vậy lãi suất cao làm tăng lựa chọn đối nghịch và lãi suất thấp làm giảm lựa chọn đối nghịch • Kênh mức giá tăng ngồi dự tính Kênh mức giá tăng ngồi dự tính là kênh thứ ba của bảng cân đối tài sản hoạt động thơng qua chính sách tiền tệ ảnh hưởng đến mức giá chung. Bởi vì các khoản nợ phải trả được cố định trong hợp đồng theo giá trị danh nghĩa và nới lỏng tiền tệ dẫn đến mức giá tăng ngồi dự tính (P↑ ), do đĩ làm tăng giá trị rịng thực, làm giảm lựa chọn đối nghịch và rủi ro đạo đức, dẫn đến tăng chi tiêu đầu tư và tổng sản lượng như sơ đồ dưới đây. M↑ ⇒ P↑ ⇒ lựa chọn đối nghịch & rủi ro đạo đức↓ ⇒ Cho vay↑⇒ I↑⇒ Y↑ (2.10) • Ảnh hưởng thanh khoản của hộ gia đình Mặc dù hầu hết tài liệu nghiên cứu về kênh tín dụng tập trung vào chi tiêu của các cơng ty kinh doanh, nhưng cũng nên quan tâm đến chi tiêu của người tiêu dùng, đặc biệt là chi tiêu hàng lâu bền và nhà ở. Sự thắt chặt tiền tệ khiến các ngân
15 hàng từ chối cho vay nên gây ra sự suy giảm trong hoạt động chi tiêu hàng lâu bền và nhà ở bởi người tiêu dùng khơng tiếp cận được các nguồn vốn tín dụng. Tương tự như vậy, việc tăng lãi suất khiến bảng cân đối tài sản của hộ gia đình xấu đi bởi vì dịng tiền của hộ gia đình bị tác động tiêu cực. Một cách khác để nhận ra kênh cân đối tài sản của hộ gia đình hoạt động như thế nào đĩ là xem xét những ảnh hưởng của thanh khoản đến chi tiêu hàng lâu bền và nhà ở - một yếu tố quan trọng được tìm thấy trong cuộc Đại suy thối (Mishkin [1978]). Với quan điểm hiệu ứng thanh khoản ảnh hưởng lên bảng cân đối tài sản thơng qua tác động của nĩ lên mong muốn chi tiêu của người tiêu dùng nhiều hơn so với mong muốn cho vay của người cho vay. Bởi vì thơng tin khơng cân xứng về chất lượng, hàng hĩa lâu bền và nhà ở là những tài sản cĩ tính thanh khoản thấp. Nếu thu nhập xấu đi khiến người tiêu dùng cần bán hàng lâu bền hoặc nhà ở của họ để cĩ thêm tiền, thì họ cĩ thể bị lỗ bởi họ khơng thể thu về đầy đủ giá trị tài sản của họ trong hồn cảnh túng quẫn đĩ. Ngược lại, nếu người tiêu dùng giữ tài sản tài chính (như là tiền trong nhà băng, chứng khốn và trái phiếu), họ sẽ dễ dàng bán chúng với giá bằng giá thị trường và thu về tiền mặt. Do đĩ, nếu người tiêu dùng nhận thấy cĩ nhiều khả năng lâm vào tình trạng khĩ khăn tài chính, họ sẽ ít muốn giữ tài sản thanh khoản thấp như hàng hĩa lâu bền và nhà ở, mà giữ các tài sản tài chính cĩ tính thanh khoản cao hơn. Bảng cân đối tài sản của hộ gia đình cĩ ảnh hưởng quan trọng tới ước tính khả năng gặp khĩ khăn tài chính của họ. Cụ thể, khi người tiêu dùng cĩ một khối lượng lớn các tài sản tài chính trên tổng các khoản nợ của họ và họ ước đốn khả năng khĩ khăn tài chính là thấp thì họ sẵn sàng chi tiêu cho hàng lâu bền và nhà ở. Khi giá cổ phiếu tăng, giá trị của tài sản tài chính cũng tăng lên, tiêu dùng hàng hĩa lâu bền cũng tăng bởi người tiêu dùng sẽ cảm thấy an tồn tài chính hơn và khả năng gặp khĩ khăn tài chính cũng thấp hơn. Điều này dẫn đến một cơ chế truyền dẫn tiền tệ thơng qua liên kết giữa cung tiền và giá cổ phiếu:
16 M ↑⇒ Ps ↑⇒ Tài sản tài chính ↑ ⇒ Khả năng khĩ khăn tài chính ↓ ⇒ chi tiêu hàng hĩa lâu bền và nhà ở ↑ ⇒ Y ↑ (2.11) Tính thanh khoản thấp của tài sản lâu bền và nhà ở giải thích lý do tại sao khi thắt chặt tiền tệ khiến tăng lãi suất và do đĩ làm giảm dịng tiền vào của người tiêu dùng, dẫn đến sự suy giảm chi tiêu cho hàng lâu bền và nhà ở. Dịng tiền tiêu dùng giảm làm tăng khả năng gặp khĩ khăn tài chính, vì thế người tiêu dùng giảm mong muốn giữ hàng lâu bền và nhà ở, do đĩ giảm chi tiêu của họ và làm giảm tổng sản lượng. Sự khác biệt duy nhất giữa quan điểm về ảnh hưởng của dịng tiền đối với doanh nghiệp và hộ gia đình là khơng phải do người cho vay khơng sẵn lịng cho người tiêu dùng vay khiến cho tiêu dùng giảm, mà là người tiêu dùng khơng muốn chi tiêu.
17 Hình 2.1: Tổng hợp nguyên lí hoạt động của các kênh truyền dẫn truyền thống Chính sách tiền tệ Giá tài sản Tín dụng Lãi suất Kênh Ảnh Kênh Ảnh Kênh cho mức giá hưởng Tỷ giá Lý thuyết bảng cân Kênh hưởng sự vay ngân tăng thanh hối đối Tobin’s q đối tài dịng tiền giàu cĩ hàng ngồi dự khoản sản đốn của hộ gia đình Chính Chính Chính Chính Chính Chính Chính Chính Chính sách tiền sách tiền sách tiền sách tiền sách tiền sách tiền sách tiền sách tiền sách tiền tệ tệ tệ tệ tệ tệ tệ tệ tệ Lãi suất Lãi suất Giá Giá Tiền gừi Giá Lãi suất Mức giá Giá thực thực chứng chứng tại ngân chứng danh khơng dự chứng khốn khốn hàng khốn nghĩa tính khốn Tỷ giá Tobin’s q Sự giàu Ngân Lựa chọn Dịng Lựa chọn Sự giàu cĩ hàng cho đối tiền đối cĩ vay nghịch & nghịch & rủi ro đạo rủi ro đạo đức đức Hoạt Lựa chọn Hoạt Khả năng động cho đối động cho kiệt quệ vay nghịch & vay tài chính rủi ro đạo đức Hoạt động cho vay Đầu tư, Xuất Đầu tư Tiêu Đầu tư, Đầu tư Đầu tư Đầu tư Nhà ở, Nhà ở, khẩu dùng Nhà ở Chi tiêu Chi tiêu rịng hàng hố hàng hố bền lâu bền lâu GDP Nguồn: The economics of monetary, bank and financial market, 7th edition
18 Ngồi những kênh truyền dẫn ở trên, theo các NHTW trên thế giới (NHTW Anh, NHTW Mexico, ) kỳ vọng cũng được xem xét là một kênh truyền dẫn của chính sách tiền tệ. Theo kênh truyền dẫn này, sự thay đổi trong chính sách tiền tệ ảnh hưởng đến kỳ vọng của cơng chúng về lạm phát, việc làm, tăng trưởng, thu nhập và lợi nhuận trong tương lai. Sự thay đổi trong kỳ vọng ảnh hưởng đến quyết định các hoạt động kinh tế tư nhân. Tuy nhiên, tác động của kênh truyền dẫn này khơng chắc chắn nhất trong tất cả các kênh, vì nĩ phụ thuộc vào cách giải thích của cơng chúng về những thay đổi trong chính sách tiền tệ. Ví dụ, cơng chúng cĩ thể xem lãi suất giảm là một tín hiệu cho thấy nền kinh tế sẽ mở rộng hơn trong tương lai, thúc đẩy họ tự tin để chi tiêu và đầu tư. Mặt khác, họ cĩ thể tin rằng nền kinh tế đang yếu hơn, làm giảm lịng tin và cuối cùng giảm chi tiêu và đầu tư. 2.2 Bằng chứng thực nghiệm về các kênh truyền dẫn chính sách tiền tệ 2.2.1 Bằng chứng thực nghiệm của các nước trên thế giới Chủ đề truyền dẫn chính sách tiền tệ được nghiên cứu tại nhiều nước trên thế giới, với nhiều mơ hình nghiên cứu khác nhau về tác động của chính sách tiền tệ đến các biến vĩ mơ như: VAR, SVAR, Bayesian SVAR. Cushman, David O. and Tao Zha (1997) nghiên cứu ảnh hưởng của cú sốc chính sách tiền tệ ở nền kinh tế mở nhỏ ở Canada. Sử dụng mơ hình VAR 11 biến (tỷ giá, cung tiền, lãi suất trái phiếu ngắn hạn, chỉ số giá tiêu dùng, sản lượng cơng nghiệp, xuất khẩu, nhập khẩu, sản lượng cơng nghiệp ở Mỹ, chỉ số giá tiêu dùng Mỹ, lãi suất FED, chỉ số giá xuất khẩu thế giới) và sử dụng lãi suất như cơng cụ thực hiện chính sách tiền tệ. Tác giả tìm thấy giá và sản lượng giảm tạm thời, cung tiền giảm, tỷ giá tăng khi thắt chặt tiền tệ bằng cách tăng lãi suất và đặc biệt là kết luận tỷ giá là kênh truyền dẫn quan trọng đối với cú sốc của chính sách tiền tệ ở các nền kinh tế mở. Popescu, Iulia Vasile (2012) nghiên cứu ảnh huởng của chính sách tiền tệ đến lạm phát và các biến vĩ mơ khác ở Romania. Sử dụng mơ hình VAR 5 biến (GDP trong nước và khu vực châu âu, chỉ số giá tiêu dùng trong nước và châu âu,
19 cung tiền M3, lãi suất ngắn hạn trong nước và khu vực châu âu, tỷ giá) và sử dụng lãi suất như cơng cụ thực hiện chính sách tiền tệ. Tác giả tìm thấy với chính sách tiền tệ thắt chặt làm GDP giảm nhưng mạnh nhất sau 1.5 quý, chỉ số giá tiêu dùng giảm với mức tối đa 2 quý, cung tiền m3 âm với đỉnh 2 quý, tỷ giá tăng (exchange rate puzzle). Sayyed Mahdi Ziaei (2012) nghiên cứu các kênh truyền dẫn của chính sách tiền tệ ở Ả rập Saudi với mơ hình SVAR 7 biến (giá dầu thế giới, lãi suất thế giới, GDP, chỉ số giá tiêu dùng, cung tiền, lãi suất trái phiếu, tỷ giá hối đối danh nghĩa) và sử dụng lãi suất như cơng cụ thực hiện chính sách tiền tệ. Tác giả đã tìm thấy với chính sách tiền tệ thu hẹp làm sản lượng giảm cao nhất khoảng 16 quý, giá giảm ít với độ trễ 2 quý, cung tiền giảm sâu nhất sau 1 quý, tỷ giá hối đối tăng với đỉnh sau 1 quý và sau đĩ giảm. Ngồi ra, tác giả cịn đưa kênh truyền dẫn tín dụng vào để phân tích sự truyền dẫn của chính sách tiền tệ. Tác giả, tìm thấy cú sốc tín dụng dẫn đến tăng sản lượng, giá tăng với độ trễ 1 quý nhưng ảnh hưởng lớn nhất sau 6 quý, tỷ giá hối đối giảm, cung tiền và lãi suất tăng. Javid, Muhammad and Munir, Kashif (2011) nghiên cứu sự ảnh hưởng của của cú sốc chính sách tiền tệ đến giá và các biến vĩ mơ khác như: sản lượng, tỷ giá và cung tiền ở Pakistan. Sử dụng mơ hình SVAR 6 biến (lãi suất, cung tiền, lạm phát, sản lượng cơng nghiệp, giá dầu thế giới, tỷ giá) và sử dụng lãi suất như cơng cụ của chính sách tiền tệ. Tác giả tìm thấy với cú sốc lãi suất tăng dẫn đến cung tiền tăng trong một vài tháng và sau đĩ giảm xuống, giá tăng trên 48 tháng (price puzzle), sản lượng cũng tăng một vài tháng theo chính sách tiền tệ thu hẹp và sau đĩ lại giảm, tỷ giá tăng kéo dài đến 48 tháng. Mala Raghavan và Param Silvapulle (2007) nghiên cứu các khuơn khổ chính sách tiền tệ của một nền kinh tế mới nổi mở nhỏ - Malaysia. Tác giả kiểm tra khuơn khổ chính sách tiền tệ ở Malaysia bị ảnh hưởng của cuộc khủng hoảng tài chính năm 1997 như thế nào ? Sử dụng mơ hình SVAR 9 biến (chỉ số giá tiêu dùng thế giới, sản lượng cơng nghiệp Mỹ, chỉ số giá tiêu dùng Mỹ, Lãi suất FED, sản lượng
20 cơng nghiệp, chỉ số giá tiêu dùng, cung tiền, lãi suất qua đêm, tỷ giá). Tác giả tìm thấy, trong thời kỳ trước khủng hoảng, cú sốc chính sách tiền tệ, tỷ giá hối đối ảnh hưởng đáng kể đến sản lượng, giá cả, lãi suất và tỷ giá hối đối, trong thời kỳ hậu khủng hoảng chỉ cĩ những cú sốc chính sách tiền tệ cĩ ảnh hưởng mạnh hơn đối với sản lượng. Hơn nữa, chính sách tiền tệ trong nước dễ bị tổn thương hơn trước những cú sốc bên ngồi, đặc biệt là cú số giá hàng hố thế giới và cú sốc sản lượng trong giai đoạn sau khủng hoảng. Kết quả nghiên cứu đã chỉ ra cuộc khủng hoảng đã làm thay đổi vai trị của các kênh truyền dẫn chính sách tiền tệ ở Malaysia. Bhuiyan, Rokon (2008) nghiên cứu ảnh hưởng của cú sốc chính sách tiền tệ ở Canada. Sử dụng mơ hình Bayesian SVAR 9 biến (lãi suất qua đêm, lãi suất trái phiếu, tỷ giá, lạm phát, GDP, cung tiền, lãi suất FED, sản lượng cơng nghiệp Mỹ) và sử dụng lãi suất qua đêm như cơng cụ thực hiện chính sách tiền tệ. Kết quả, tỷ giá tăng ngay lập tức trước cú số của chính sách tiền tệ thu hẹp, trong khi đĩ, sản lượng giảm với độ trễ nữa năm và lạm phát giảm với độ trễ 1 năm. Bhuiyan, Rokon (2012) nghiên cứu ảnh hưởng của cú sốc chính sách tiền tệ đến sự thay đổi các biến vĩ mơ ở Bangladesh. Sử dụng mơ hình Bayesian SVAR với 7 biến (cung tiền, lãi suất trái phiếu, tỷ giá, lạm phát, sản lượng cơng nghiệp, lãi suất thế giới, giá dầu thế giới) và sử dụng cung tiền như cơng cụ thực hiện chính sách tiền tệ. Tác giả tìm thấy với chính sách tiền tệ thu hẹp làm giảm sản lượng với độ trễ hơn nữa năm, lạm phát giảm mạnh nhất với độ trễ hơn một năm, lãi suất tăng và tỷ giá hối đối giảm ngay lập tức. 2.2 Bằng chứng thực nghiệm ở Việt Nam Trong thời gian qua, trong nước cĩ nhiều bài nghiên cứu về tác động của chính sách tiền tệ như sau: Lê Việt Hùng và Wade D.Pfau (2008) phân tích sự truyền dẫn của chính sách tiền tệ ở Việt Nam, sử dụng mơ hình VAR để kiểm tra mối quan hệ giữa chính sách tiền tệ, sản lượng thực, giá, lãi suất thực, tỷ giá hối đối thực và tín dụng. Sử dụng cung tiền như cơng cụ trực tiếp thực hiện chính sách tiền tệ và lãi suất như là cơng
21 cụ trung gian truyền dẫn từ cung tiền đến các biến vĩ mơ. Tác giả đã tìm thấy rằng chính sách tiền tệ ảnh hưởng đến sản lượng và giá cả. Tuy nhiên, mối quan hệ giữa chính sách tiền tệ và lạm phát lại khá yếu. Tác giả tìm thấy kênh truyền dẫn lãi suất kém quan trọng hơn kênh tín dụng và tỷ giá hối đối. Tác động của cú sốc chính sách tiền tệ đối với sản lượng kéo dài từ quý 1 đến quý 2 nhưng tác động đối với giá cả thì kéo dài từ 3 đến 8 quý. Sự thay đổi của sản lượng phụ thuộc phần lớn vào cú sốc của chính sách tiền chiếm 44.24% sau 4 quý. Phạm Thế Anh (2008) nghiên cứu chính sách tiền tệ và ảnh hưởng của nĩ đối với lạm phát, sản lượng, và các biến kinh tế vĩ mơ khác. Sử dụng mơ hình SVAR 4 biến (sản lượng cơng nghiệp, chỉ số giá tiêu dùng, cung tiền, lãi suất). Tác giả tìm thấy khi lãi suất tăng làm giảm sản lượng và chỉ số giá tiêu dùng. Sự phản ứng của chỉ số giá tiêu dùng là tương đối chậm hơn sản lượng. Chỉ số giá tiêu dùng chỉ bắt đầu giảm sau thời gian khoảng 2-3 tháng. Sự gia tăng lãi suất cũng đồng thời kéo theo sự giảm cung tiền M2. Ngồi ra, tác giả cịn tìm thấy sự biến động của tốc độ tăng trưởng và lạm phát là do tác động của chính nĩ, chiếm khoảng 90% sau 12 tháng ảnh hưởng cú sốc. Cú sốc của M2 và lãi suất đĩng gĩp rất nhỏ vào sự biến động của tăng trưởng và lạm phát. Trần Ngọc Thơ và cộng sự (2013) nghiên cứu cơ chế truyền dẫn chính sách tiền tệ ở Việt Nam. Sử dụng mơ hình SVAR 7 biến (giá dầu, lãi suất FED, sản lượng cơng nghiệp, chỉ số giá tiêu dùng, cung tiền, lãi suất, tỷ giá danh nghĩa) để phân tích các kênh truyền dẫn chính sách tiền tệ sẽ tác động như thế nào tới hoạt động kinh tế và kiểm sốt giá cả ở Việt Nam trong 2 giai đoạn trước và sau gia nhập WTO. Kênh lãi suất mơ phỏng tác động của chính sách tiền tệ thắt chặt, kênh tín dụng mơ phỏng chính sách tiền tệ mở rộng. Tác giả tìm thấy, thắt chặt tiền tệ để giảm lạm phát phát huy hiệu quả sau khi Việt Nam gia nhập WTO, tuy nhiên hiệu quả chỉ thật sự đạt được sau 6 kỳ, lạm phát vẫn tăng ở những kỳ đầu tiên khi cĩ cú sốc thắt chặt tiền tệ, chính sách tiền tệ mở rộng tạo ra sự gia tăng lạm phát ở cả hai thời kỳ trước và sau gia nhập WTO, trong khi sản lượng giảm trước WTO và tăng sau WTO, khi tỷ giá hối đối tăng làm cho lạm phát tăng ở giai đoạn trước WTO
22 tăng 0.006-0.007% ở kỳ thứ 2 và thứ 3, ở những kỳ sau mức tăng lạm phát ở mức 0.002-0.004%, trong khi cú sốc rất nhỏ của tỷ giá ở giai đoạn sau WTO (0.008%) đã tạo ra phản ứng tăng tích luỹ lạm phát 0.003-0.004% ngay ở những kỳ đầu tiên và giữ mức tăng này trong suốt những kỳ tiếp theo. Qua 3 kênh truyền dẫn, tác giả nhận thấy lãi suất và tín dụng tạo ra phản ứng trễ đối với biến lạm phát, trong khi tỷ giá hối đối lại cĩ phản ứng tức thì. Nghĩa là lạm phát ở Việt Nam nhạy cảm nhiều hơn đối với tỷ giá hối đối. Điều này xảy ra theo tác giả là đơ la hố cao trong nhiều năm ở Việt Nam, cĩ thể là lý do này mà lạm phát nhạy cảm nhiều với kênh tỷ giá hối đối. Ngồi ra tác giả cịn tìm thấy, trước WTO sản lượng gần như chỉ chịu tác động chính bởi cú sốc của chính nĩ nhưng sau WTO sản lượng nhạy cảm hơn với cả yếu tố bên trong và bên ngồi, khoảng 50% thay đổi sản lượng do yếu tố khác sau 12 tháng nhưng cầu tiền chỉ chiếm 2.53% và lãi suất chiếm 8.2%, điều này cho thấy chính sách tiền tệ ít tác động đến sản lượng. Thơng qua những nghiên cứu trên, bài nghiên cứu cho thấy cĩ rất nhiều nghiên cứu về sự ảnh hưởng của chính sách tiền tệ đến các biến vĩ mơ với nhiều mơ hình khác nhau. Nhưng tất cả các bài nghiên cứu trên đều cho thấy ảnh hưởng của chính sách tiền tệ đến các biến vĩ mơ tại nhiều nước trong đĩ cĩ Việt nam. Theo Trần Ngọc Thơ và cộng sự (2013), cĩ nhiều kênh truyền dẫn chính sách tiền tệ chính yếu đã được tìm thấy ở các nền kinh tế khác nhau. Ở Việt Nam cũng khơng cĩ ngoại lệ. Tuy nhiên, ở Việt Nam cĩ thể cĩ một số kênh truyền dẫn chưa trở thành chính yếu để NHNN thực thi chính sách như kênh giá tài sản. Thị trường chứng khốn non trẻ, thị trường bất động sản mang tính đầu cơ khá phổ biến nên kênh giá tài sản khĩ cĩ thể phát huy hiệu quả truyền dẫn. Các kênh lãi suất, tín dụng và tỷ giá vẫn là những kênh truyền dẫn quan trọng ở Việt Nam.
23 3. Phương pháp nghiên cứu và dữ liệu 3.1 Tĩm lược mơ hình nghiên cứu SVAR Mơ hình VAR được Sims (1980) đề xuất, được sử dụng rộng rãi trong phân tích về mối quan hệ giữa chính sách tiền tệ và các biến vĩ mơ. Mơ hình VAR tồn tại khuyết điểm là khơng cho phép tác động đồng thời của các biến kinh tế trong cùng một giai đoạn. Sims and Zha (1995) đã đề xuất sử dụng mơ hình VAR dưới dạng cấu trúc (SVAR) để khắc phục những khuyết điểm này. Mơ hình SVAR là hệ thống các phương trình của các biến nội sinh. Trong đĩ, giá trị của mỗi biến sẽ phụ thuộc vào độ trễ của chính nĩ và độ trễ của các biến cịn lại trong quá khứ. Đây là mơ hình tổng quát nhất, việc quyết định hệ số nào trong ma trận hệ số của các biến bằng 0 hay khơng, là phụ thuộc vào ý nghĩa kinh tế của nĩ. Cụ thể, sự tương tác của các biến được mơ tả như sau: A0Yt = AtXt + Bε t (3.1) Yt là vector (n x 1) của các biến nội sinh, A0 là ma trận (n x n) hệ số mối quan hệ đồng thời của các biến nội sinh; Xt là độ trễ của các biến nội sinh, A là ma trận các hệ số của các biến trễ trong mơ hình; ε t là vector (n x 1) cú sốc cấu trúc và ’) ∑ε t = E(ε t,ε t đại diện cho ma trận hiệp phương sai của sai số cấu trúc. Hơn nữa,ε t trực giao và phân phối chuẩn, điều này đồng nghĩa với với cú sốc khơng tương quan với nhau và ma trận hiệp phương sai theo phân phối chuẩn với giá trị trung bình bằng 0. Khĩ khăn chính trong mơ hình ước lượng này là chúng ta khơng ước lượng được các giá trị của A0 và A một cách trực tiếp. Vì vậy, các tham số của mơ hình trên được chuyển sang mơ hình rút gọn để ước lượng như sau: * Yt = A Xt + ut (3.2) * -1 -1 Với A = A 0A và ut = A 0Bε t Để ước lượng được mơ hình SVAR, địi hỏi mơ hình phải được nhận dạng. Điều kiện cần thiết để cĩ thể nhận dạng mơ hình một cách chính xác là các hệ số trong ma trận A, B phải cĩ cùng số hệ số trong ma trận hiệp phương sai của mơ
24 hình rút gọn ∑u. Nĩi cách khác, điều kiện này nhằm đảm bảo cĩ thể khơi phục được các hệ số cấu trúc ban đầu từ mơ hình rút gọn. Ma trận hiệp phương sai của hình thức rút gọn nhận được: ’ -1 -1 -1 ∑u = E(utut ) hoặc ∑u = (A0 ) ∑ε t (A0 ) (3.3) Nhận dạng được địi hỏi các thơng số ma trận B và A0 cĩ thể khơi phục từ dạng rút gọn. Trong cơng thức (3.3), ∑ cĩ K(K+1)/2 hệ số và cĩ K(K+1) hệ số tự do bên phải của cơng thức (3.3). Vì vậy, cần cĩ 2K2 –K – K(K+1)/2 ràng buộc giữa ma trận B và A0. Nhưng ma trận B cĩ K(K-1) hạn chế được thể hiện là đường chéo. Vì vậy, nhận dạng xảy ra nếu cĩ ít nhất K(K-1)/2 hạn chế được thể hiện trên ma trận A0. Trong mơ hình VAR với phân rã Cholesky thì A0 được thể hiện như tam giác. Tuy nhiên, trong mơ hình VAR cấu trúc thì A0 với cấu trúc bất kỳ, miễn là đủ số lượng hạn chế. 3.2 Cấu trúc mơ hình Bài nghiên cứu sử dụng cấu trúc mơ hình theo Sayyed Mahdi Ziaei (2012) và cĩ một số thay đổi theo Coric, Bruno at al. (2012) cho phù hợp với Việt Nam là phương trình chỉ số giá tiêu dùng phụ thuộc vào giá dầu thế giới và khơng phụ thuộc vào tỷ giá hối đối, vì giá dầu ở Việt Nam khơng được nhà nước kiểm sốt và sử dụng tỷ giá hối đối để ổn định giá như Ả rập Saudi. Bài nghiên cứu xét cấu trúc mơ hình: Y = (opw, wi, ip, cpi, m, i, neer) (3.4) Theo Sayyed Mahdi Ziaei (2012), bài nghiên cứu xét mối quan hệ giữa các biến và hạn chế được thể hiện A0ut = Bε t như sau:
25 Cấu trúc mơ hình ⎡1 0 0 0 0 0 0 ⎤ ⎡uopw ⎤ ⎡εopw ⎤ ⎢ ⎥ ⎢ ⎥ ⎢ ⎥ a21 1 0 0 0 0 0 uwi εwi ⎢ ⎥ ⎢ ⎥ ⎢ ⎥ ⎢a31 0 1 0 0 0 0 ⎥ ⎢uip ⎥ ⎢εip ⎥ ⎢ ⎥ ⎢ ⎥ ⎢ ⎥ (3.5) ⎢a41 0 a43 1 0 0 0 ⎥ ⎢ucpi ⎥ = ⎢εcpi ⎥ ⎢0 0 a53 a54 1 a56 0 ⎥ ⎢um ⎥ ⎢εm ⎥ ⎢ ⎥ ⎢ ⎥ ⎢ ⎥ ⎢a61 a62 0 0 a65 1 a67⎥ ⎢ui ⎥ ⎢εi ⎥ ⎣⎢a71 a72 a73 a74 a75 a76 1 ⎦⎥ ⎣⎢uneer⎦⎥ ⎣⎢εneer⎦⎥ Hệ phương trình (3.5) gồm uopw ,uwi ,uip ,ucpi ,um ,ui ,uneer tương ứng là phương trình giá dầu thế giới, phương trình lãi suất thế giới, phương trình sản lượng, phương trình lạm phát, phương trình cung tiền, phương trình lãi suất và phương trình tỷ giá hối đối. Ngồi ra, εopw ,εwi ,εip ,εcpi ,εm ,εi ,εneer là phần dư của phương trình rút gọn. Theo hệ phương trình (3.5) cĩ 32 hạn chế trên ma trận A0 và 42 hạn chế trên ma trận B. Vì vậy, mơ hình nhận dạng vượt mức với 17 tham số tự do trong ma trận A0 và 7 trong ma trận B sẽ được ước lượng. Trong hệ phương trình (3.5) hệ số aij thể hiện biến thứ j ảnh hưởng biến thứ i ngay lập tức. Hai biến đầu tiên là lãi suất và giá dầu thế giới thể hiện là cú sốc ngoại sinh. Các biến trong nước khơng tác động đồng thời lên hai biến này. Tuy nhiên, theo Sayyed Mahdi Ziaei (2012) mong chờ lãi suất thế giới phản ứng tăng và ngay lập tức đối với việc giá dầu tăng giá. Bởi vì, NHTW sử dụng chính sách tiền tệ thắt chặt khi nền kinh tế gặp phải cú sốc về giá dầu. Phương trình thứ năm trong hệ phương trình (3.5) thể hiện cung tiền. Cung tiền phụ thuộc vào thu nhập thực và chi phí cơ hội giữ tiền mà đĩ là lãi suất danh nghĩa. Vì vậy, trong phương trình cung tiền bài nghiên cứu loại trừ giá trị đồng thời của ba biến trong mơ hình, đĩ là tỷ giá hối đối, giá dầu thế giới và lãi suất thế giới.
26 Phương trình thứ sáu trong hệ phương trình (3.5) là phương trình đồng thời của lãi suất. Theo Sayyed Mahdi Ziaei (2012) giả định rằng, NHNN xác định lãi suất bằng cách quan sát giá trị hiện tại của cung tiền, tỷ giá hối đối, giá dầu thế giới và lãi suất thế giới. Vì tỷ giá cũng là một kênh quan trọng thơng qua nĩ cĩ thể ảnh hưởng đến nền kinh tế. Ngồi ra, giá dầu cao cũng ảnh hưởng đến giá cả trong nước và là đối tượng chính để NHNN ổn định lạm phát và NHNN xem xét giá dầu thế giới trước khi quyết định chính sách tiền tệ. Cuối cùng, cả hai lĩnh vực cơng và lĩnh vực tư của Việt Nam đều cĩ vay nợ trên thị trường quốc tế để đầu tư, bài nghiên cứu xem lãi suất thế giới cũng ảnh hưởng đến chính sách tiền tệ. Mặt khác, NHNN khơng thể quan sát dữ liệu về sản lượng và giá cả trong tháng do cĩ độ trễ trong cơng bố của họ. Phương trình thứ bảy trong hệ phương trình (3.5) là phương trình tỷ giá hối đối. Sayyed Mahdi Ziaei (2012) áp dụng theo Cushman va Zha (1997) và Kim Roubini (2000) giả định rằng tỷ giá hối đối tác động trở lại tất cả các biến trong vịng tháng. Nhận dạng cấu trúc mơ hình theo cách này cho phép các biến chính sách – cung tiền, lãi suất, tỷ giá hối đối- tương tác đồng thời với nhau và với những biến khác trong nước và bên ngồi trong tháng, bởi vì cách tiếp cận hồi qui với trật tự của các biến bất kỳ. Theo Eichenbaum và Evans (1995) và Kahn, Kandel, và Sarig (2002), giả định rằng chính sách tiền tệ khơng tác động trở lại tỷ giá hối đối đồng thời, mà nĩ mâu thuẫn với những gì ngân hàng nhà nước thường làm. Faust và Rogers (2003) đưa ra chi tiết về cách NHNN thường xuyên điều chỉnh chính sách thay đổi theo điều kiện trong nước và ngồi nước. 3.3 Mơ phỏng các bước thực hiện 3.3.1 Kiểm định tính dừng: Theo Box-Jenkins và Reinsel (1970), phân tích chuỗi dữ liệu thời gian để cĩ một kết quả tin cậy thì địi hỏi chuỗi dữ liệu thời gian phải dừng. Do đĩ, vấn đề đầu tiên trong việc ước lượng và nhận dạng mơ hình SVAR là kiểm định xem chuỗi dữ
27 liệu đang quan sát cĩ dừng hay khơng. Nếu chuỗi dữ liệu khơng dừng thì ta phải biến chúng thành chuỗi dừng (ví dụ phương pháp lấy sai phân bằng cách tính xt – xt-1 và xem xét tính dừng của chuỗi sai phân). Việc lấy sai phân sẽ dừng lại khi kết quả của chuỗi sai phân là dừng. Nếu chuỗi sai phân dừng khi lấy sai phân p lần, ta gọi chuỗi dữ liệu ban đầu tích hợp bậc p, ký hiệu I(p). Trong bài nghiên cứu sử dụng phương pháp nghiệm đơn vị của Dickey- Fuller (1979) để kiểm tra tính dừng của chuỗi dữ liệu quan sát. 3.3.2 Lựa chọn độ trễ tối ưu: Việc lựa chọn độ trễ tối ưu trong mơ hình SVAR phụ thuộc nhiều vào kinh nghiệm của người sử dụng mơ hình. Tuy nhiên, người ta thường dựa vào một số tiêu chuẩn được đề cập sau đây: Akaike (1790, 1974) xây dựng hai phương pháp sai số hồn tồn xác định (FPE) và tiêu chuẩn thơng tin (AIC); Hannam và Quinn (1979) xây dựng phương pháp tiêu chuẩn HQ; Sims (1980) xây dựng phương pháp Likelihood ratio (LR); ngồi ra cịn các tiêu chuẩn khác gồm Schwarz (1978), Shibata (1981) và Rice (1984). Mỗi phương pháp đều dựa trên vài tính chất tối ưu. 3.3.3 Hàm phản ứng xung (Impulse response function - IRF) Hàm phản ứng xung là một trong những chức năng quan trọng trong mơ hình SVAR. Hàm phản ứng xung sẽ cho biết các biến cịn lại trong mơ hình phản ứng như thế nào, khi xảy ra cú sốc đối với một biến trong mơ hình. Trong bài nghiên cứu sử dụng hàm phản ứng xung để phân tích tác động của cú sốc tiền tệ đến các biến vĩ mơ theo thời gian. Theo Nicola Viegi (2010), ta cĩ: Yt = c + Φ1Yt-1 + Φ2Yt-2 + + Φp Yt-p + ut (3.6) 2 p (I - Φ1L – Φ2L - -ΦpL )Yt = c + ut Φ(L)Yt = c + ut Hệ thống dừng: Yt = µ + Ψ(L)ut = µ + ut + Ψ1 ut-1 + Ψ2u t-2 + (3.7) -1 2 Trong đĩ: Ψ(L) = [Φ(L)] Ψ(L) = [In + Ψ1L + Ψ2 L + ]
28 Xét thời điểm t+s: Yt+s = µ + ut+s + Ψ1 ut+s-1 + + Ψsu t + Ψs+s u t-1 + ∂Yt + s (s) -1 = ΨS = [ψij ] ; µ = (In – Φ1 – Φ2 - .-Φp) c ∂ut ∂Yi,t + s = ψij : Thay đổi của Yi theo thời gian trong giai đoạn t + s (s-giai ∂ujt đoạn trước) khi cĩ một đơn vị cú sốc (hoặc một cú sốc độ lệch chuẩn) trong biến thứ j. Như vậy hiệu ứng của từng cú sốc theo thời gian chính là đạo hàm riêng từng phần của từng biến trong hệ phương trình theo thời gian. 3.3.4 Phân rã phương sai (Variance decomposition) Phân rã phương sai phân tích tầm quan trọng của các cú sốc của các biến trong việc giải thích cho sự biến động của 1 biến trong mơ hình theo thời gian. Theo Brooklyn College, quá trình thể hiện như sau: Yt = µ + Ψ(L)ut = µ + ut + Ψ1 ut-1 + Ψ2u t-2 + (3.8) ∞ Y = µ + Ψ i u t ∑ i = 0 t-i Xét giai đoạn 1 chu kỳ: Yt+1 = µ + Ψ0ut+1 + Ψ1 ut + Ψ2u t-1 + (3.9) E(Yt+1) = µ + Ψ1 ut + Ψ1 ut-1 + Ư Yt+1 – E(Yt+1) = Ψ0ut+1 Xét trong 2 chu kỳ: Ư Yt+2 – E(Yt+2) = Ψ0ut+2 + Ψ1ut+1 (3.10) Tương tự n chu kỳ: n −1 Y – E(Y ) = Ψ u Ψ u + .+ Ψ u = Ψ i u (3.11) Ư t+n t+n 0 t+n + 1 t+n-1 n-1 t+1 ∑ i = 0 t+n-I Bây giờ, ta xét phần tử đầu tiên y1: Y1,t+n – E(Y1,t+n) = (ψ11,0 uy1,t+n + ψ11,1 uy1,t+n-1 + + ψ11,n-1 uy1,t+1) + +
29 (ψ21,0 uy2,t+n + ψ21,1 uy2,t+n-1 + + ψ21,n-1 uy2,t+1) + + (ψn1,0 uyn,t+n + ψn1,1 uy1,t+n-1 + + ψn1,n-1 uyn,t+1) Ư Ta xét phương sai: 2 2 2 2 2 σ y1,n = σ y1 (ψ 11,0 + ψ 11,1 + + ψ 11,n-1) + + (phương sai của cú sốc do chính nĩ) 2 2 2 2 2 2 2 2 σ y2 (ψ 21,0 + ψ 21,1+ + ψ 21,n-1) + + σ yn (ψ n1,0 + ψ n1,1 + + ψ n1,n-1) (3.12) (phương sai của cúa sốc do các biến khác) Trong bài nghiên cứu sử dụng phân rã phương sai để xem sự biến động của các biến vĩ mơ phần lớn do tác nhân nào đĩng gĩp. 3.4 Dữ liệu và lựa chọn các biến Mơ hình SVAR sử dụng dữ liệu theo tháng từ tháng 01 năm 2001 đến tháng 11 năm 2012, bao gồm 143 quan sát. Bảng 3.1: Các biến sử dụng trong bài nghiên cứu Tên biến Khái niệm Nguồn opw Giá dầu thế giới ở Brent USD/bbl WorldBank wi Lãi suất thế giới (libor) 3 tháng (%/năm) WorldBank ip Sản lượng cơng nghiệp (tỷ đồng) GSO cpi Chỉ số giá tiêu dùng (năm gốc 2005=100) IFS-IMF m Cung tiền mở rộng M2 (tỷ đồng) IFS-IMF i Lãi suất tiền gửi ngắn hạn (%/năm) IFS-IMF neer Tỷ giá hối đối danh nghĩa (VND/USD) IFS-IMF Bảng 3.1 các biến được sử dụng trong bài nghiên cứu, hai biến đại diện cho cho cú sốc bên ngồi là giá dầu thế giới (opw) và lãi suất thế giới (wi). Bài nghiên
30 cứu sử dụng giá dầu giao ngay U.K Brent đo bằng USD/thùng làm đại diện cho giá dầu thế giới. Ngồi ra, biến lãi suất cơ bản của Mỹ được nhiều bài nghiên cứu sử dụng khi nghiên cứu về chính sách tiền tệ trong nền kinh tế mở nhỏ, làm đại diện cho biến ngoại sinh. Nhưng từ cuộc khủng hoảng năm 2008 đến nay, lãi suất cơ bản của Mỹ gần như khơng đổi. Vì vậy, bài nghiên cứu sử dụng lãi suất libor 3 tháng làm đại diện lãi suất thế giới và chỉ số này cũng được Bhuiyan, Rokon (2012) sử dụng để phân tích ảnh hưởng của cú sốc chính sách tiền ở Bangladesh. Trong 6 biến cịn lại mơ tả nền kinh tế Việt Nam, giá trị sản lượng cơng nghiệp (ip) và chỉ số giá tiêu dùng (cpi) được xem là như là các biến mục tiêu của chính sách tiền tệ. Các biến chính sách tiền tệ là cung tiền (M2) và lãi suất tiền gửi kỳ hạn 3 tháng của ngân hàng thương mại (i). Biến tỷ giá hối đối danh nghĩa (neer) đại diện như là biến thơng tin thị trường, vừa là biến bị tác động bởi chính sách tiền tệ vừa được NHNN sử dụng như cơng cụ chính sách. Tất cả các biến được điều chỉnh theo mùa vụ và lấy logarit, ngoại trừ lãi suất vì được thể hiện phần trăm.
31 4. Nội dung kết quả nghiên cứu 4.1 Kiểm định tính dừng Đối với mơ hình SVAR để kết quả được chính xác địi hỏi chuỗi dữ liệu phải dừng. Nếu chuỗi dữ liệu khơng dừng sẽ cho ra kết quả sai. Để kiểm tra tính dừng, bài nghiên cứu áp dụng phương pháp Augmented Dickey-Fuller unit root test. Bảng 4.1: Kết quả kiểm định tính dừng t-statistic Kết Biến Level Sai phân bậc 1 luận Opw -1.03557 -9.83584* I(1) Wi -1.49125 -8.53467* I(1) Ip 0.54850 -15.01149* I(1) Cpi 1.24568 -3.54448* I(1) M -0.45537 -9.56187* I(1) I -2.89800 I(0) Neer 0.51632 -12.17234* I(1) mức ý thống kê: *:1%, :5%, :10% Qua bảng 4.1, ta thấy tất cả các biến đều dừng ở sai phân bậc một I(1) với mức ý nghĩa 1%, trừ biến lãi suất (i) dừng ở chuỗi gốc với mức ý nghĩa 5%. Đối với các biến khơng dừng, sau khi lấy sai phân dừng thì cĩ thể tồn tại mối quan hệ đồng liên kết trong dài hạn. Tuy nhiên, mục tiêu của bài nghiên cứu quan tâm cú sốc của chính sách tiền tệ ảnh hưởng đến các biến vĩ mơ, khơng xét mối quan hệ trong dài hạn nên bài nghiên cứu khơng xét trường hợp cĩ mối quan hệ đồng liên kết giữa các biến với nhau. 4.2 Lựa chọn độ trễ tối ưu
32 Bài nghiên cứu xem xét các tiêu chuẩn LR, LPE, AIC, SC, HQ để xác định độ trễ tối ưu. Kết quả, thể hiện trong bảng 4.21. Bảng 4.2: Kết quả kiểm định độ trễ tối ưu Lag LogL LR FPE AIC SC HQ 0 1210.963 NA 3.70e-17 -17.96960 -17.81822 -17.90808 1 1547.271 632.4607 5.09e-19 -22.25778 -21.04674* -21.76565* 2 1616.792 123.4775 3.77e-19* -22.56406 -20.29337 -21.64133 3 1663.658 78.34337 3.95e-19 -22.53221 -19.20186 -21.17887 4 1715.502 81.24761* 3.89e-19 -22.57466* -18.18465 -20.79070 5 1758.885 63.45608 4.43e-19 -22.49083 -17.04116 -20.27626 6 1806.125 64.16088 4.87e-19 -22.46455 -15.95522 -19.81937 7 1838.752 40.90533 6.88e-19 -22.22017 -14.65119 -19.14438 8 1887.314 55.81040 7.96e-19 -22.21364 -13.58500 -18.70724 Ta thấy các tiêu chí SC, HQ chỉ ra độ trễ tối ưu 1, FPE chỉ ra độ trễ tối ưu 2, trong khi LR và AIC chỉ ra độ trễ tối ưu là 4. Độ trễ tối ưu 1,2 khơng phù hợp do quá ngắn khơng đủ thời gian để một biến hết chịu tác động của các biến khác. Vì vậy, bài nghiên cứu chọn độ trễ tối ưu là 4 theo tiêu chí LR và AIC. 4.3 Kiểm định tính ổn định của mơ hình Kết quả kiểm định tính ổn định của mơ hình với độ trễ tối ưu là 4 được trình bày trong hình 4.1. Các nghiệm đơn vị đều nằm trong khoảng +-1. Vì vậy, kết quả mơ hình ổn định. Hình 4.1: Kiểm đính tính ổn định của mơ hình Inverse Roots of AR Characteristic Polynomial 1.5 1.0 0.5 0.0 -0.5 -1.0 -1.5 -1.5 -1.0 -0.5 0.0 0.5 1.0 1.5 1 Xem chi tiết phụ lục
33 4.4 Kiểm định tự tương quan Kiểm định tự tương quan thơng qua kiểm định LM, dựa vào bảng 4.3 kết quả kiểm định tự tương quan, bài nghiên cứu cho thấy khơng bác bỏ giả thuyết H0 (khơng tự tương quan) với mức ý nghĩa 5%, vì vậy mơ hình khơng cĩ hiện tượng tự tương quan. Bảng 4.3 Kết quả kiểm định tự tương quan Lags LM-Stat Prob 1 67.68708 0.0396 2 63.73332 0.0768 3 60.31754 0.1289 4 65.15395 0.0610 5 64.13167 0.0721 6 42.21721 0.7426 7 43.56338 0.6925 8 49.90357 0.4372 4.5 Kết quả ước lượng ma trận A0 Kết quả ước lượng ma trận A0 của mơ hình được trình bày trong bảng 4.4. Bảng 4.4: Kết quả ước lượng ma trận A0 của mơ hình Y a21 -0.4902 a31 -0.1978 * a41 a43 -0.0114 0.0003 a53 a54 a56 0.0046 0.1563 -0.0015 * * a61 a62 a65 a67 -2.3894 -0.9627 1.1095 -0.0108 a71 a72 a73 a74 a75 a76 0.0113 0.0069 0.0157 0.5327 -0.0235 17.8007 mức ý thống kê: *:1%, :5%, :10%
34 2 Dựa vào bảng 4.3 kết quả ma trận A0. Bài nghiên cứu tìm thấy hệ số cĩ ý nghĩa thống kê ở mức dưới 1% là hệ số a41, a61, a62, hệ số cĩ ý nghĩa thống kê dưới 5% là hệ số a21, a73, a74, hệ số a31 cĩ ý nghĩa thống kê dưới 10%. Hệ số a21 < 0 của phương trình lãi suất thế giới, cho thấy lãi suất thế giới phản ứng cùng chiều với giá dầu thế giới, phù hợp với lý thuyết. Hệ số a31 <0 của phương trình sản lượng cơng nghiệp, cho thấy giá dầu thế giới tăng làm giảm sản lượng cơng nghiệp, phù hợp với lý thuyết. Hệ số a41 < 0 của phương trình chỉ số giá tiêu dùng, cho thấy giá dầu tăng làm giảm chỉ số giá tiêu dùng, khơng phù hợp với lý thuyết. Hệ số a61, a62 < 0 của phương trình lãi suất trong nước, cho thấy lãi suất trong nước phản ứng cùng chiều với giá dầu thế giới và lãi suất thế giới, phù hợp với lý thuyết. Nhìn chung các hệ số của ma trận A0, chỉ cĩ một số ít hệ số cĩ ý nghĩa thống và phù hợp với lý thuyết. Đa số các hệ số cịn lại thì khơng cĩ ý nghĩa thống kê. Nhưng kết quả kiểm định nhận dạng giới hạn vượt mức (kiểm định LR) cĩ p-value = 0.92 khá lớn. Nghĩa là chưa cĩ cơ sở bác bỏ giả thiết H0 (nhận dạng giới hạn vượt mức), vì vậy cấu trúc mơ hình được thiết lập là phù hợp. 4.6 Phân tích phản ứng xung: Trong phần này, bài nghiên cứu tiến hành phân tích phản ứng xung nhằm kiểm tra ảnh hưởng của cú sốc chính sách tiền tệ đến các biến vĩ mơ. Độ lớn của cú sốc được đo lường bằng một đơn vị độ lệch chuẩn của phần dư từ mơ hình SVAR. 2 Xem chi tiết phụ lục
35 Hình 4.2: Hàm phản ứng xung của các biến vĩ mơ trước cú sốc cung tiền Response to Cholesky One S.D. Innovations ± 2 S.E. Response of DLIP to DLM Response of DLCPI to DLM .06 .003 .04 .002 .02 .00 .001 -.02 .000 -.04 -.06 -.001 1 2 3 4 5 6 7 8 9 10 11 12 1 2 3 4 5 6 7 8 9 10 11 12 Response of I to DLM Response of DLNEER to DLM .8 .002 .6 .001 .4 .000 .2 -.001 .0 -.002 -.2 -.4 -.003 1 2 3 4 5 6 7 8 9 10 11 12 1 2 3 4 5 6 7 8 9 10 11 12 Kết quả hình 4.2, cho thấy khi cung tiền tăng 1 độ lệch chuẩn, sản lượng tăng kéo dài trong 2 tháng đầu tiên, bắt đầu giảm nhẹ ở tháng thứ 3, tăng trở lại đến tháng thứ 4, sau đĩ bắt đầu giảm, như vậy sản lượng tăng giảm với biên độ rất nhỏ, khơng cĩ xu hướng rõ ràng, điều này cho thấy việc chính sách tiền tệ mở rộng ở Việt Nam khơng hiệu quả vì dịng tiền khơng tập trung đi vào sản xuất để tạo ra sản lượng. Nhưng khi tăng cung tiền thì lại làm chỉ số giá tiêu dùng tăng với độ trễ 3 tháng kể từ khi cú sốc xảy ra và lập đỉnh với độ trễ 7 tháng (0.0013%). Cung tiền tăng khơng ảnh hưởng đến lãi suất trong 5 tháng đầu tiên. Nhưng lại bắt đầu tăng từ tháng thứ 5 kéo dài đến tháng thứ 12. Điều này, cho thấy chính
36 sách tiền tệ ở Việt Nam tồn tại bất hợp lý, là nguyên nhân dẫn đến điều hành chính sách tiền tệ kém hiệu quả, vì khi cung tiền tăng lãi suất khơng giảm mà ngược lại tăng. Đối với tỷ giá hối đối, việc tăng cung tiền khơng ảnh hưởng đến tỷ giá giá hối đối. Hình 4.3: Hàm phản ứng xung của các biến vĩ mơ trước cú sốc lãi suất Response to Cholesky One S.D. Innovations ± 2 S.E. Response of DLIP to I Response of DLCPI to I .03 .0010 .02 .0005 .01 .0000 .00 -.0005 -.01 -.0010 -.02 -.03 -.0015 -.04 -.0020 1 2 3 4 5 6 7 8 9 10 11 12 1 2 3 4 5 6 7 8 9 10 11 12 Response of DLM to I Response of DLNEER to I .004 .004 .002 .002 .000 .000 -.002 -.002 -.004 -.006 -.004 1 2 3 4 5 6 7 8 9 10 11 12 1 2 3 4 5 6 7 8 9 10 11 12 Hình 4.3 trường hợp chính sách tiền tệ thu hẹp bằng cách tăng lãi suất, cho thấy lãi suất tăng làm cho sản lượng giảm nhẹ trong 2 tháng đầu, sau đĩ tăng giảm liên tục với biên độ rất nhỏ, khơng cĩ xu hướng rõ ràng. Như vậy, với chính sách tiền tệ thu hẹp bằng cách tăng lãi suất ở Việt Nam khơng ảnh hưởng đến sản lượng.
37 Chính sách tiền tệ thu hẹp làm cho chỉ số giá tiêu dùng giảm ngay trong tháng đầu tiên kéo dài đến tháng thứ 2 (-0.0007%), sau đĩ xu hướng giảm ít lại đến tháng thứ 3, bắt đầu giảm trở lại kéo dài đến tháng thứ 6. Nhìn chung, lãi suất tăng cĩ xu hướng kéo lạm phát xuống nhưng chưa thể hiện một xu hướng giảm rõ ràng. Lãi suất tăng lại làm cho cung tiền chỉ giảm từ tháng đầu tiên kéo dài đến tháng thứ 4 lập đỉnh ở tháng thứ 2 (0.002%). Đối với tỷ giá hối đối, chính sách tiền tệ thu hẹp làm cho tỷ giá hối đối tăng ngay lập tức, bắt đầu giảm từ tháng đầu tiên kéo dài đến tháng thứ 3 và lập đáy với độ trễ 2 tháng (-0.0019%), sau đĩ tăng trở lại kéo dài từ tháng thứ 3 đến tháng thứ 6 và lập đỉnh với độ trễ 4 tháng (0.002%). Nhìn chung, lãi suất ảnh hưởng đến tỷ giá hối đối khơng cĩ xu hướng rõ ràng. 4.7 Phân tích phân rã phương sai Bảng 4.5: Phân rã phương sai sản lượng cơng nghiệp Period S.E. DLOPW DWI DLIP DLCPI DLM I DLNEER 1 0.079783 2.335656 0.068356 97.59599 0.000000 0.000000 0.000000 0.000000 2 0.081445 1.314975 0.147351 96.81348 0.552941 0.349466 0.005233 0.816553 3 0.082826 1.260360 0.157835 94.69680 1.253696 1.383917 0.028564 1.218832 4 0.084363 1.964333 3.263756 89.35043 1.277527 2.156150 0.157235 1.830571 5 0.085994 2.394129 7.138403 84.78366 1.213764 2.347382 0.216440 1.906225 6 0.086168 2.452670 7.207988 84.35539 1.206628 2.631513 0.214093 1.931716 7 0.086763 2.471394 7.095604 83.89706 1.202719 2.921891 0.241940 2.169396 8 0.087286 2.606508 7.227221 83.21119 1.279837 3.200265 0.293968 2.181015 9 0.087820 2.649089 7.238414 83.04739 1.301601 3.287909 0.301387 2.174213 10 0.088237 2.643065 7.387620 82.86621 1.298676 3.301048 0.333464 2.169917 11 0.088644 2.639814 7.428188 82.79338 1.297588 3.325755 0.346702 2.168569 12 0.089029 2.647302 7.423139 82.76753 1.298810 3.345909 0.347260 2.170056 Kết quả phân rã phương sai sản lượng cơng nghiệp (bảng 4.5) cho thấy sự thay đổi của sản lượng cơng nghiệp chủ yếu là do chính nĩ, chiếm 83% sau thời gian 12 tháng ảnh hưởng của cú sốc, các cơng cụ của chính sách tiền tệ như cung tiền và lãi suất trong nước giải thích khơng đáng kể cho sự thay đổi sản lượng, trong đĩ cao nhất là cung tiền chỉ chiếm 3%. Kết quả này phù hợp với kết quả của hàm phản ứng xung là chính sách tiền tệ rất ít ảnh hưởng đến sản lượng cơng nghiệp.
38 Bảng 4.6: Phân rã phương sai chỉ số giá tiêu dùng Period S.E. DLOPW DWI DLIP DLCPI DLM I DLNEER 1 0.079783 6.213487 0.449471 0.005381 93.33166 0.000000 0.000000 0.000000 2 0.081445 15.52138 0.726218 0.005071 76.56299 0.033415 2.688332 4.462590 3 0.082826 13.67448 16.06697 0.018101 56.67795 0.114117 1.789037 11.65934 4 0.084363 14.33628 13.04293 0.499270 58.30064 1.109460 2.739253 9.972162 5 0.085994 17.81546 13.29583 0.972371 53.34322 3.015377 2.762111 8.795632 6 0.086168 18.15019 13.11405 0.921372 53.39966 3.813334 2.534104 8.067297 7 0.086763 19.16504 12.70884 1.029657 50.09922 6.444929 2.673444 7.878867 8 0.087286 18.89730 12.45586 1.055741 49.64948 7.611546 2.663105 7.666965 9 0.087820 18.51762 11.94013 1.057628 48.14644 9.780394 2.966945 7.590853 10 0.088237 18.24215 11.79548 1.103847 47.35589 10.77016 3.139888 7.592593 11 0.088644 17.90774 11.58374 1.088545 46.55506 12.17340 3.190728 7.500785 12 0.089029 17.68152 11.49518 1.139623 45.95524 12.90902 3.321597 7.497816 Kết quả phân rã phương sai chỉ số giá tiêu dùng (bảng 4.6) cho thấy sự thay đổi của chỉ số giá tiêu dùng phụ thuộc vào chính nĩ trong tháng đầu tiên, chiếm đến 93% nhưng khi độ trễ càng lớn thì sự thay đổi của chỉ số giá tiêu dùng phụ thuộc nhiều vào các biến cịn lại, chỉ chiếm 46% vào chính nĩ sau 12 tháng ảnh hưởng của cú sốc và phụ thuộc vào các nhân tố khác như: giá dầu thế giới chiếm 18%, lãi suất thế giới chiếm 11%, cung tiền chiếm 13% và tỷ giá hối đối chiếm 7%. Bài nghiên cứu, cho thấy chính sách tiền tệ trong nước tác động rất lớn đến chỉ số giá tiêu dùng, đặc biệt là cung tiền, kế tiếp là tỷ giá hối, qua đây cho thấy tỷ giá hối đối cũng là một kênh quan trọng ảnh hưởng đến lạm phát ở Việt Nam. Ngồi ra, chỉ số giá tiêu dùng lại bị tác động bởi yếu tố bên ngồi mạnh hơn các yếu tố trong nước, giá dầu thế giới và lãi suất thế giới chiếm đến 29% sau 12 tháng ảnh hưởng của cú sốc. Bài nghiên cứu, cho thấy nền kinh tế Việt Nam là nền kinh tế mở, dễ bị tổn thương bởi cú sốc bên ngồi, đặc biệt là giá dầu thế giới. Bảng 4.7: Phân rã phương sai cung tiền Period S.E. DLOPW DWI DLIP DLCPI DLM I DLNEER 1 0.079783 0.040917 0.039901 0.157624 0.206149 99.55541 0.000000 0.000000 2 0.081445 0.045163 0.122689 0.328180 1.345673 89.49171 3.396446 5.270136 3 0.082826 4.286303 2.000971 0.314557 2.085724 82.41210 3.258135 5.642209 4 0.084363 5.940997 3.324777 0.481855 2.339424 79.19997 3.161193 5.551785 5 0.085994 6.108510 3.475140 0.467190 2.609816 78.73778 3.165243 5.436320 6 0.086168 6.562562 4.493507 0.581772 3.258759 76.34239 3.452329 5.308676 7 0.086763 7.166042 6.247396 0.730028 3.414247 73.86235 3.346579 5.233357 8 0.087286 7.265501 6.746280 0.739289 3.401972 73.19196 3.330960 5.324039
39 9 0.087820 7.265594 6.757705 0.738464 3.475503 73.07774 3.326556 5.358438 10 0.088237 7.253969 7.268939 0.748433 3.451744 72.52809 3.304259 5.444567 11 0.088644 7.225244 7.502525 0.745299 3.439953 72.26584 3.290766 5.530369 12 0.089029 7.214828 7.503586 0.744789 3.449065 72.23249 3.285514 5.569727 Kết quả phân rã phương sai cung tiền (bảng 4.7) cho thấy thay đổi cung tiền phụ thuộc vào chính nĩ trong tháng đầu tiên chiếm 99% nhưng độ trễ càng lớn thì cung tiền phụ thuộc nhiều vào nhân tố khác, chỉ phụ thuộc 72% vào chính nĩ sau 12 tháng ảnh hưởng của cú sốc và các nhân tố khác tác động đến cung tiền như: giá dầu thế giới và lãi suất thế giới chiếm 7%, lãi suất trong nước và chỉ số giá tiêu dùng chiếm 3%, tỷ giá hối đối chiếm 6%. Điều này, cho thấy cung tiền thay đổi phụ thuộc lớn vào chính nĩ, rất ít phụ thuộc vào các yếu tố khác, trong đĩ nhiều nhất là yếu tố bên bên ngồi chiếm đến 14%. Trong khi đĩ, sản lượng chỉ giải thích 0.7% cho sự thay đổi cung tiền, đồng nghĩa cung tiền tăng khơng cĩ tác dụng đến sự tăng trưởng kinh tế. Bảng 4.8: Phân rã phương sai lãi suất Period S.E. DLOPW DWI DLIP DLCPI DLM I DLNEER 1 0.079783 16.64665 15.07927 0.071088 0.472569 0.041728 67.68870 0.000000 2 0.081445 26.94866 6.216940 0.083342 3.075548 0.029434 63.64534 0.000737 3 0.082826 31.98061 3.644586 0.063667 7.253557 0.038710 56.85529 0.163573 4 0.084363 36.38730 2.688579 0.092346 11.93830 0.040042 48.10740 0.746026 5 0.085994 37.70929 3.854649 0.090436 16.55117 0.037062 40.21087 1.546528 6 0.086168 37.30724 7.368180 0.154862 20.14095 0.068296 33.09351 1.866966 7 0.086763 36.29770 10.97952 0.259065 22.63864 0.253690 27.70864 1.862743 8 0.087286 35.18109 13.57855 0.381394 24.61087 0.731900 23.82795 1.688252 9 0.087820 34.21858 15.57545 0.480368 25.84009 1.450419 20.95642 1.478677 10 0.088237 33.30720 17.17543 0.555540 26.36066 2.440556 18.82679 1.333826 11 0.088644 32.45806 18.17885 0.642380 26.53864 3.629571 17.28588 1.266614 12 0.089029 31.67350 18.69820 0.729821 26.55020 4.912233 16.18214 1.253909 Kết quả phân rã phương sai lãi suất (bảng 4.8) cho thấy sự thay đổi lãi suất phụ thuộc lớn vào các nhân tố khác ngay tháng đầu tiên chiếm 68% và phụ thuộc vào chính nĩ chỉ chỉ chiếm 16% sau 12 tháng ảnh hưởng của cú sốc và các nhân tố khác như: giá dầu thế giới chiếm 32%, lãi suất thế giới chiếm 19%, chỉ số giá tiêu dùng chiếm 27%, cung tiền chỉ chiếm 5%. Bài nghiên cứu, cho thấy sự thay đổi của lãi suất trong nước được giải thích phần lớn bởi sự thay đổi các yếu tố bên ngồi như lãi suất và giá dầu thế giới, yếu tố trong nước chỉ cĩ chỉ số giá tiêu dùng đĩng
40 gĩp lớn đến sự thay đổi lãi suất trong nước chiếm đến 27% sau 12 tháng ảnh hưởng của cú sốc. Điều này, cho thấy lãi suất là một trong những cơng cụ được sử dụng để ổn định giá trong nước. Sản lượng chỉ giải thích 0.7% cho sự thay đổi lãi suất, cho thấy sản lượng hầu như khơng bị ảnh hưởng bởi lãi suất sau 12 tháng ảnh hưởng của cú sốc. Bảng 4.9: Phân rã phương sai tỷ giá hối đối Period S.E. DLOPW DWI DLIP DLCPI DLM I DLNEER 1 0.079783 0.247477 0.618784 2.311853 2.437193 0.050091 3.207687 91.12691 2 0.081445 0.291689 3.292306 2.425445 2.290601 0.120782 6.139050 85.44013 3 0.082826 0.627784 3.300112 2.437796 2.262663 0.184205 6.348525 84.83892 4 0.084363 1.058802 3.441503 2.384723 2.306204 0.177050 9.775074 80.85664 5 0.085994 1.091657 4.674365 2.360150 2.442985 0.173292 9.607913 79.64964 6 0.086168 1.182025 4.793221 2.417393 2.500242 0.214951 9.572124 79.32004 7 0.086763 1.373767 4.770981 2.424590 2.606907 0.221978 9.528428 79.07335 8 0.087286 1.377001 5.500182 2.402413 2.696478 0.221024 9.459979 78.34292 9 0.087820 1.377484 5.907579 2.396609 2.741199 0.235952 9.423225 77.91795 10 0.088237 1.381004 5.957328 2.397641 2.765454 0.304938 9.409169 77.78447 11 0.088644 1.379454 5.971068 2.399728 2.799024 0.348350 9.399723 77.70265 12 0.089029 1.394578 6.003151 2.397457 2.802121 0.400606 9.385627 77.61646 Kết quả phân rã phương sai tỷ giá hối đối (bảng 4.9) cho thấy tỷ giá hối đối thay đổi phụ thuộc chủ yếu vào chính nĩ chiếm 78% sau 12 tháng ảnh hưởng của cú sốc và các yếu tố khác như: lãi suất trong nước chiếm 9%, lãi suất thế giới chiếm 6%, chỉ số giá tiêu dùng chiếm 3% và sản lượng cơng nghiệp chiếm 2%. Sau 12 tháng, sự thay đổi của tỷ giá hối đối được giải thích chủ yếu là chính nĩ và các nhân tố khác giải thích nhiều nhất là lãi suất trong nước, lãi suất thế giới, chỉ số giá tiêu dùng chiếm 3%, các nhân tố cịn lại giải thích khơng đáng kể. 4.8 Thảo luận kết quả Dựa vào kết quả phân tích hàm phản ứng xung và phân tích phương sai, bài nghiên cứu tìm thấy: Chính sách tiền tệ ở Việt Nam rất ít tác động đến sản lượng, kể cả chính sách tiền tệ thu hẹp và mở rộng. Nguyên nhân của việc tăng cung tiền khơng tác động đến sản lượng là việc tăng cung tiền cĩ thể đã khơng đi đúng hướng mà rẻ sang
41 hướng khác, đĩ là đổ vào thị trường bất động sản và chứng khốn, vì hai thị trường này cĩ giai đoạn tăng rất nĩng (hình 4.4 thể hiện cung tiền tăng mà sản lượng cơng nghiệp khơng tăng và thị trường chứng khốn cĩ giai đoạn tăng nĩng). Thị trường bất động sản tăng cao tạo thành bong bĩng, đến nay đã đổ vỡ. Hình 4.4: Cung tiền, sản lượng cơng nghiệp, chỉ số VNINDEX năm 2002-2010 Nguồn: Hose, IMF Nhưng chính sách tiền tệ lại ảnh hưởng mạnh đến lạm phát, đặc biệt là chính sách tiền tệ mở rộng bằng cách tăng cung tiền làm cho lạm phát tăng đáng kể, bắt đầu từ tháng thứ 3 và lập đỉnh ở tháng thứ 7. Điều này, cho thấy chính tiền tệ của Việt Nam kém hiệu quả trong việc kích thích nền kinh tế tăng trưởng nhưng lại gây tác động xấu là làm tăng lạm phát (hình 4.5 cho thấy cung tiền tăng lạm phát tăng). Điển hình, là năm 2007 cung tiền (M2) tăng 43,7%, mức tăng kỷ lục trong giai đoạn 2001-2012, là một trong nguyên nhân quan trọng gây ra lạm phát cao vào năm 2008 (23%). Ngược lại, chính sách tiền tệ thu hẹp bằng cách tăng lãi suất lại tác động đến lạm phát khơng cao, điển hình là năm 2008 lãi suất tăng rất cao cĩ thời điểm lên gần 20% nhưng lạm phát vẫn khơng giảm.
42 Hình 4.5: Cung tiền và chỉ số giá tiêu dùng năm 2003-2012 Nguồn: IMF Mối quan hệ giữa cung tiền và lãi suất tồn tại bất hợp lý, là cung tiền tăng nhưng lãi suất khơng giảm mà lại tăng bắt đầu từ tháng thứ 5. Ngược lại, lãi suất tăng làm cung tiền giảm trong 3 tháng đầu tiên phù hợp với lý thuyết. Điển hình, từ năm 2008 đến nay, NHNN đã đưa ra nhiều chính sách kích thích thơng qua kênh tín dụng để hỗ trợ nền kinh tế, điều này đã làm cho cung tiền tăng đáng kể nhưng kết quả của của tăng cung tiền khơng làm cho lãi suất giảm xuống mà lại tăng cao. Nguyên nhân là các ngân hàng đang tồn tại một cuộc chạy đua lãi suất huy động vốn, điều này cho thấy thanh khoản của các ngân hàng trong thời gian qua cĩ vấn đề (nguyên nhân cung tín dụng tăng nhưng nợ xấu cũng tăng theo đã ảnh hưởng lớn đến thanh khoản của ngân hàng, vì vậy dẫn đến cuộc chạy đua huy động vốn dẫn đến tăng lãi suất huy động). Tỷ giá hối đối được thống kê theo tỷ giá liên ngân hàng vào cuối tháng mà tỷ giá này được kiểm sốt bởi NHNN, chưa phản ánh đúng bản chất của cung cầu trên thị trường nên kết quả của bài nghiên cứu cho thấy tỷ giá hối khơng phụ thuộc vào cú sốc chính sách tiền tệ. So sánh với các kết quả nghiên cứu trong nước trước đây:
43 Chính sách tiền tệ mở rộng bằng cách tăng cung tiền và chính sách tiền tệ thu hẹp bằng cách tăng lãi suất ở Việt Nam rất ít ảnh hưởng đến sản lượng, khơng cĩ xu hướng rõ ràng và sự thay đổi của sản lượng chủ yếu do sự thay đổi của chính nĩ, rất ít phụ thuộc vào các yếu tố khác (phù hợp với Phạm Thế Anh (2008) và Trần Ngọc Thơ và cộng sự (2013) trước WTO, trừ nghiên cứu của Lê Việt Hùng và Wade D.Pfau (2008) cho thấy chính sách tiền tệ ảnh hưởng lớn đến sản lượng). Ngược lại, Sayyed Mahdi Ziaei (2012) nghiên cứu ở Ả rập Saudi, cho thấy chính sách tiền tệ thu hẹp bằng cách tăng lãi suất ảnh hưởng rất lớn đến sản lượng. Đối với chính sách tiền tệ mở rộng bằng cách tăng cung tiền làm tăng lạm phát với độ trễ 3 tháng (phù hợp với kết quả nghiên cứu của Lê Việt Hùng và Wade D.Pfau (2008) và Trần Ngọc Thơ và cộng sự (2013) lạm phát tăng với độ trễ 3 tháng), trong khi đĩ với chính sách tiền tệ thu hẹp bằng cách tăng lãi suất cĩ xu hướng kéo lạm phát giảm nhưng khơng rõ ràng (nghiên cứu của Nguyễn Thế Anh (2008) lạm phát giảm thời gian khoảng 2-3 tháng, nghiên cứu của Trần Ngọc Thơ và cộng sự (2013) giai đoạn sau gia nhập WTO lạm phát giảm với độ trễ 6 tháng). Phù hợp với Sayyed Mahdi Ziaei (2012) nghiên cứu ở Ả rập Saudi, cho thấy chính sách tiền tệ thu hẹp bằng cách tăng lãi suất rất ít ảnh hưởng đến lạm phát. Đối với tỷ giá hối đối chịu ảnh hưởng bởi chính sách tiền tệ khơng cĩ xu hướng rõ ràng cả hai trường hợp mở rộng và thu hẹp (phù hợp tất cả các nghiên cứu về Việt Nam ở trên). Ngược lại, Sayyed Mahdi Ziaei (2012) nghiên cứu ở Ả rập Saudi, cho thấy chính sách tiền tệ thu hẹp bằng cách tăng lãi suất ảnh hưởng làm tỷ giá hối đối tăng với đỉnh sau 1 quý.
44 5. Kết luận Thơng qua phân tích cú sốc của chính sách tiền tệ ảnh hưởng đến các biến vĩ mơ ở Việt Nam theo cách tiếp cận mơ hình SVAR, bài nghiên cứu đã đưa ra được kết quả khảo sát thực nghiệm về ảnh hưởng của cú sốc chính sách tiền tệ đến các biến vĩ mơ như sau: Sản lượng: rất ít bị ảnh hưởng bởi cú sốc chính sách tiền tệ, khơng cĩ xu hướng rõ ràng (bao gồm cả CSTT tiền tệ mở rộng và thu hẹp). Sự thay đổi của sản lượng phụ thuộc phần lớn vào chính nĩ chiếm 83% sau thời gian 12 tháng ảnh hưởng của cú sốc. Điều này cho thấy chính sách tiền tệ của Việt Nam kém hiệu quả trong việc giúp nền kinh tế tăng trưởng hoặc giúp nền kinh tế phục hồi khi gặp suy thối bằng cách tăng cung tiền. Chỉ số giá tiêu dùng: đối với chính sách tệ mở rộng làm tăng chỉ số giá tiêu dùng với độ trễ khoảng 3 tháng nhưng chính sách tiền tệ thắt chặt chỉ làm chỉ số giá tiêu dùng cĩ xu hướng giảm nhưng khơng rõ ràng. Sự thay đổi chỉ số giá tiêu dùng sau 12 tháng kể từ khi cú sốc xảy ra bị ảnh hưởng bởi nhiều nhân tố, trong đĩ các nhân tố bên ngồi (lãi suất thế giới, giá dầu thế giới) chiếm đến 29%, cung tiền chiếm 13%, tỷ giá hối đối chiếm 7%. Điều này, cho thấy chỉ số giá tiêu dùng dễ bị tổn thương bởi cú sốc bên ngồi mạnh hơn cú sốc trong nước. Đây chính là nhược điểm của nền kinh tế Việt Nam, phụ thuộc quá lớn vào các yếu tố bên ngồi (đặc biệt là giá dầu thế giới) khi mà nền kinh tế Việt Nam ngày càng hội nhập sâu vào nền kinh tế thế giới. Bài nghiên cứu cũng cho thấy việc tăng cung tiền lại rất dễ gây ra lạm phát nhưng tăng lãi suất nhằm kiềm chế lạm phát lại phát huy tác dụng khơng cao. Tỷ giá hối đối: Đối với tỷ giá hối đối khơng chịu ảnh hưởng bởi chính sách tiền tệ cả hai trường hợp mở rộng và thu hẹp. Nhưng tỷ giá hối đối tăng lại cĩ ảnh hưởng lớn đến lạm phát. Nghiên cứu cú sốc của chính sách tiền tệ ảnh hưởng đến các biến vĩ mơ ở Việt Nam với cách tiếp cận mơ hình SVAR, đã cho thấy ảnh hưởng của cú sốc
45 chính sách tiền tệ đến các biến vĩ mơ như thế nào. Mặc dù, đã cĩ rất nhiều cố gắng để hồn thành bài nghiên cứu nhưng bài nghiên cứu chưa thể bao quát hết các kênh truyền dẫn chính tiền tệ để phân tích như kênh giá tài sản, kênh tín dụng và kênh kỳ vọng. Ngồi ra, bài nghiên cứu cũng chưa phân tích chính sách tiền tệ bị ảnh hưởng bởi chính sách tài khố. Do đĩ, một trong những hướng mà bài nghiên cứu cĩ thể mở rộng sâu hơn bằng cách đưa kênh giá tài sản như giá chứng khốn, giá bất động sản, kênh tín dụng và kênh kỳ vọng để phân tích chính sách tiền tệ ảnh hưởng đến các biến vĩ mơ ở Việt Nam.
46 Danh mục tài liệu tham khảo Tiếng Việt 1. Nguyễn Thế Anh, 2008. Ứng dụng mơ hình SVAR trong việc xác định hiệu ứng của chính sách tiền tệ và dự báo lạm phát ở Việt Nam, Khoa Kinh tế học, Đại học kinh tế quốc dân. 2. Trần Ngọc Thơ và cộng sự, 2013. Cơ chế truyền dẫn chính sách tiền tệ ở Việt Nam, Đề tài nghiên cứu khoa học – mã số: CS- 2013-21, Đại học kinh tế kinh tế TP.HCM. Tiếng Anh 1. Bhuiyan, Rokon, 2008. Monetary transmission mechanism in a small open economy: a Bayesian structural VAR approach, Queens Economics Department Working Paper, No. 1183. 2. Bhuiyan, Rokon, 2012. The Effects of Monetary Policy Shocks in Bangladesh: A Bayeesian Structural VAR Approach, International Economic Journal, Volume 26, Issue 2, 2012. 3. Brooklyn College. VAR Models. . 4. Bruno Coric et al., 2012. Monetary Policy Effects on Output and Prices: International Evidence. Department of Economics, University of Split. 5. Cushman, David O. and Tao Zha, 1997. Identifying monetary policy in small open economy under flexible exchange rates, Journal of Monetary Economics, 39, 433-448. 6. Eichenbaum, Martin and Charles Evans, 1995. Some empirical evidence on the effects of shocks to monetary policy on exchange rate, Quarterly Journal of Economics, 110, 4, 975-1009.
47 7. Javid, Muhammad and Munir, Kashif, 2011. The price puzzle and monetary policy transmission mechanism in Pakis: Structual vector autoregressive approach, MPRA Paper, No. 30670, posted 04. May 2011 8. Faust, Jon and John H. Rogers, 2003. Monetary policy’s role in exchage rate behavior, Journal of Monetary Economics, 50, 1403-24. 9. Frederic S. Mishkin, 1996. The channels of Monetary Transmission: Lessons for Monetary Policy, NBER Working Paper. 10. Frederic S. Mishkin, 2004. Economics of Money, Banking and Financial Markets 7th edition, Addison Wesley, ISBN-10: 0321062736. 11. Kahn, Michael, Shmuel Kandel, and Oded Sarig, 2002. Real and nominal effects of central bank monetary policy, Journal of Monetary Economics, 49, 1493-1519. 12. Kim, S., & Roubini, N, 2000. Exchange rate anomalies in the industrial countries: A solution with a structural VAR approach, Journal of Monetary Economics, 45, 561-586. 13. Le Viet Hung và Wade D.Pfau, 2008. VAR Analysis of the Monetary Transmission Mechanism in Vietnam, Applied Econometrics and International Development, Vol. 33, No. 4. 14. Mala Raghavan and Param Silvapulle, 2007. Structural VAR Approach to Malaysian Monetary Policy Framework: Evidence from the Pre- and Post- Asian Crisis Periods, Department of Econometrics and Business Statistics Monash University, Caulfield, VIC 3145, Australia. 15. Nicola Viegi, 2010. Introduction to VAR Models, University of Pretoria. 16. Norman Loayza and Klaus Schmidt-Hebbel, 2002. Monetary Policy Functions and Transmission Mechanisms: An Overview, Central Bank of Chile.
48 17. Obstfeld, Maurice and Kenneth Rogoff, 1995. Exchange Rate Dynamics Redux, Journal of Political Economy, 103, 624-660. 18. Popescu, Iulia Vasile, 2012. Effects of monetary policy in Romania. a VAR approach, MPRA Paper, No. 41686. 19. Sayyed Mahdi Ziaei, 2012. Evaluating the Effects of Monetary Policy Shocks on GCC Countries, Universiti Teknologi Malaysia. 20. Sayyed Mahdi Ziaei, 2012. Transmission Mechanisms of Monetary Policy in Saudi Arabia: Evidence From SVAR Analysis, Journal of Modern Accounting and Auditing, Universiti Teknologi Malaysia. 21. Sims, Christopher A. and Tao Zha, 2006, Vintage Article: Does monetary policy generates recessions?, Macroeconomic Dynamics, 10, 231-272
49 Phụ lục 1. Kết quả kiểm định độ trễ tối ưu VAR Lag Order Selection Criteria Endogenous variables: DLOPW DWI DLIP DLCPI DLM I DLNEER Exogenous variables: C Date: 07/21/13 Time: 20:04 Sample: 2001M01 2012M11 Included observations: 134 Lag LogL LR FPE AIC SC HQ 0 1210.963 NA 3.70e-17 -17.96960 -17.81822 -17.90808 1 1547.271 632.4607 5.09e-19 -22.25778 -21.04674* -21.76565* 2 1616.792 123.4775 3.77e-19* -22.56406 -20.29337 -21.64133 3 1663.658 78.34337 3.95e-19 -22.53221 -19.20186 -21.17887 4 1715.502 81.24761* 3.89e-19 -22.57466* -18.18465 -20.79070 5 1758.885 63.45608 4.43e-19 -22.49083 -17.04116 -20.27626 6 1806.125 64.16088 4.87e-19 -22.46455 -15.95522 -19.81937 7 1838.752 40.90533 6.88e-19 -22.22017 -14.65119 -19.14438 8 1887.314 55.81040 7.96e-19 -22.21364 -13.58500 -18.70724 * indicates lag order selected by the criterion LR: sequential modified LR test statistic (each test at 5% level) FPE: Final prediction error AIC: Akaike information criterion SC: Schwarz information criterion HQ: Hannan-Quinn information criterion 2. Kết quả kiểm định tự tương quan VAR Residual Serial Correlation LM Tests Null Hypothesis: no serial correlation at lag order h Date: 07/21/13 Time: 20:09 Sample: 2001M01 2012M11 Included observations: 138 Lags LM-Stat Prob 1 67.68708 0.0396 2 63.73332 0.0768 3 60.31754 0.1289 4 65.15395 0.0610 5 64.13167 0.0721 6 42.21721 0.7426 7 43.56338 0.6925 8 49.90357 0.4372 Probs from chi-square with 49 df. 3. Kết quả ước lượng ma trận A0 và ma trận B Structural VAR Estimates Date: 07/21/13 Time: 20:06 Sample (adjusted): 2001M06 2012M11
50 Included observations: 138 after adjustments Estimation method: method of scoring (analytic derivatives) Convergence achieved after 146 iterations Structural VAR is over-identified (4 degrees of freedom) Model: Ae = Bu where E[uu']=I Restriction Type: short-run pattern matrix A = 1 0 0 0 0 0 0 C(1) 1 0 0 0 0 0 C(2) 0 1 0 0 0 0 C(3) 0 C(8) 1 0 0 0 0 0 C(9) C(11) 1 C(15) 0 C(4) C(6) 0 0 C(13) 1 C(17) C(5) C(7) C(10) C(12) C(14) C(16) 1 B = C(18) 0 0 0 0 0 0 0 C(19) 0 0 0 0 0 0 0 C(20) 0 0 0 0 0 0 0 C(21) 0 0 0 0 0 0 0 C(22) 0 0 0 0 0 0 0 C(23) 0 0 0 0 0 0 0 C(24) Coefficient Std. Error z-Statistic Prob. C(1) -0.490174 0.246670 -1.987170 0.0469 C(2) -0.197843 0.108904 -1.816670 0.0693 C(3) -0.011402 0.003794 -3.005184 0.0027 C(4) -2.389438 0.549813 -4.345911 0.0000 C(5) 0.011295 0.020189 0.559459 0.5758 C(6) -0.962728 0.193989 -4.962788 0.0000 C(7) 0.006920 0.007971 0.868165 0.3853 C(8) 0.000324 0.002931 0.110474 0.9120 C(9) 0.004643 0.009753 0.476009 0.6341 C(10) 0.015685 0.008198 1.913264 0.0557 C(11) 0.156275 0.283037 0.552135 0.5809 C(12) 0.532659 0.240397 2.215745 0.0267 C(13) 1.109520 6.486954 0.171039 0.8642 C(14) -0.023545 0.078349 -0.300516 0.7638 C(15) -0.001531 0.003411 -0.448729 0.6536 C(16) -0.010780 0.007854 -1.372590 0.1699 C(17) 17.80074 20.83042 0.854555 0.3928 C(18) 0.079783 0.004802 16.61325 0.0000 C(19) 0.231187 0.013916 16.61325 0.0000 C(20) 0.102069 0.006144 16.61325 0.0000 C(21) 0.003514 0.000212 16.61325 0.0000 C(22) 0.011620 0.000701 16.56971 0.0000 C(23) 0.500827 0.098745 5.071903 0.0000 C(24) 0.009566 0.001260 7.589192 0.0000 Log likelihood 1651.449 LR test for over-identification: Chi-square(4) 0.916044 Probability 0.9222 Estimated A matrix: 1.000000 0.000000 0.000000 0.000000 0.000000 0.000000 0.000000 -0.490174 1.000000 0.000000 0.000000 0.000000 0.000000 0.000000
51 -0.197843 0.000000 1.000000 0.000000 0.000000 0.000000 0.000000 -0.011402 0.000000 0.000324 1.000000 0.000000 0.000000 0.000000 0.000000 0.000000 0.004643 0.156275 1.000000 -0.001531 0.000000 -2.389438 -0.962728 0.000000 0.000000 1.109520 1.000000 17.80074 0.011295 0.006920 0.015685 0.532659 -0.023545 -0.010780 1.000000 Estimated B matrix: 0.079783 0.000000 0.000000 0.000000 0.000000 0.000000 0.000000 0.000000 0.231187 0.000000 0.000000 0.000000 0.000000 0.000000 0.000000 0.000000 0.102069 0.000000 0.000000 0.000000 0.000000 0.000000 0.000000 0.000000 0.003514 0.000000 0.000000 0.000000 0.000000 0.000000 0.000000 0.000000 0.011620 0.000000 0.000000 0.000000 0.000000 0.000000 0.000000 0.000000 0.500827 0.000000 0.000000 0.000000 0.000000 0.000000 0.000000 0.000000 0.009566