Cơ chế truyền dẫn tiền tệ của một nến kinh tế trường hợp ở việt nam

GIỚ I THI Ệ U

Chính sách tiền tệ là một trong bốn công cụ chính điều tiết nền kinh tế vĩ mô nhằm đạt được ổn định kinh tế và kiểm soát giá cả Tác động của chính sách này rất rõ ràng và mạnh mẽ đối với nền kinh tế và thị trường tài chính Trong bối cảnh kinh tế vĩ mô đang bất ổn, Ngân hàng Nhà Nước đã thực hiện nhiều biện pháp điều chỉnh để cải thiện tình hình Để điều hành chính sách tiền tệ hiệu quả, cần đánh giá cơ chế truyền dẫn và tác động của các biến kinh tế vĩ mô Các nhà hoạch định chính sách cần hiểu rõ về cơ chế truyền dẫn và tầm quan trọng của các kênh này đối với các khu vực kinh tế Kuttner và Mosser (2002) nhấn mạnh rằng hiệu quả của chính sách tiền tệ phụ thuộc vào khả năng đánh giá chính xác thời điểm và hiệu quả của các kênh truyền dẫn trong việc tác động đến hoạt động kinh tế và kiểm soát giá cả.

Mục tiêu của Luận Văn: phân tích và đánh giá cơ chế truyền dẫn tiền tệ ở Việt

Nam, trong đó lãi suất cơ bản là công cụ chính sách

- Mức độ ảnh hưởng của các công cụ chính sách đến các biến vĩ mô của nền kinh tế như thế nào?

Chính sách tiền tệ tác động đến nền kinh tế thực thông qua các biến kinh tế như lãi suất, tỷ giá hối đoái và mức cung tiền Tại Việt Nam, kênh dẫn truyền chính của chính sách tiền tệ bao gồm hệ thống ngân hàng, thị trường tài chính và các kênh tín dụng, đóng vai trò quan trọng trong việc điều chỉnh hoạt động kinh tế và ổn định giá cả.

Chính sách tiền tệ tác động đến nền kinh tế thông qua việc điều chỉnh lãi suất và cung tiền, ảnh hưởng đến chi tiêu và đầu tư Các biến vĩ mô như GDP, lạm phát và tỷ lệ thất nghiệp sẽ phản ứng khác nhau trước một cú sốc chính sách, với mức độ và thời gian tác động có thể kéo dài từ ngắn hạn đến dài hạn Sự thay đổi trong chính sách có thể dẫn đến những biến động đáng kể trong hoạt động kinh tế, đòi hỏi sự theo dõi chặt chẽ để đánh giá hiệu quả và điều chỉnh kịp thời.

Phạm vi nghiên cứu tập trung vào các yếu tố kinh tế quan trọng của Việt Nam và Mỹ từ tháng 8/2000 đến tháng 12/2012, bao gồm lãi suất cơ bản và lãi suất cho vay tại Việt Nam, cung tiền M2, tỷ giá hối đoái USD/VND, sản lượng công nghiệp và chỉ số giá tiêu dùng của cả hai quốc gia Tất cả dữ liệu được thu thập theo tháng, nhằm phân tích mối quan hệ giữa các chỉ số này và sự biến động của nền kinh tế.

Tác giả áp dụng mô hình SVAR để phân tích cơ chế truyền dẫn tiền tệ trong nền kinh tế mở lớn như Việt Nam Mô hình Structural VAR, với ưu điểm cho phép sự tương tác đồng thời giữa các biến, mang lại sự tin cậy hơn so với mô hình recursive Choleski, từ đó giúp mô tả một cách đầy đủ mối quan hệ giữa các biến trong mô hình.

Luận văn được trình bày thành 5 chương, cụ thể như sau:

- Chương 2: Tổng quan về lý thuyết và các nghiên cứu thực nghiệm về truyền dẫn chính sách tiền tệ.

- Chương 3: Phương pháp nghiên cứu.

- Chương 4: Kết quả nghiên cứu.

- Chương 5: Kết luận và thảo luận.

T Ổ NG QUAN V Ề LÝ THUYẾT VÀ CÁC NGHIÊN CỨ U TH Ự C

Tiếp cận chính sách tiền tệ

Chính sách tiền tệ là tập hợp các biện pháp mà Ngân Hàng Trung Ương sử dụng để điều chỉnh khối lượng tiền lưu thông, nhằm đạt được các mục tiêu kinh tế - xã hội của quốc gia trong một khoảng thời gian nhất định Đây là một phần quan trọng trong hệ thống chính sách kinh tế - tài chính vĩ mô của chính phủ.

2.1.2 Các kênh truyền dẫn chính sách tiền tệ:

Theo Mishkin (2006), chính sách tiền tệ mở rộng làm giảm lãi suất thực, từ đó hạ chi phí vốn Sự giảm lãi suất thực khuyến khích chi tiêu và đầu tư trong nền kinh tế, dẫn đến gia tăng tổng cầu và sản lượng.

2.1.2.2 Kênh tỷ giá hối đoái:

Theo Mishkin (2006), sự gia tăng cung tiền (M) dẫn đến giảm lãi suất thực trong nước (ir), làm cho tài sản định giá bằng đồng nội tệ kém hấp dẫn hơn so với tài sản định giá bằng đồng ngoại tệ, từ đó đồng nội tệ bị đánh giá thấp (E) Sự giảm giá này khiến hàng hóa trong nước trở nên rẻ hơn so với hàng hóa nước ngoài, dẫn đến tăng xuất khẩu ròng (NX) và sản lượng.

Kênh này hoạt động chủ yếu thông qua hai hiệu ứng: lý thuyết q của Tobin về đầu tư và tác động của của cải lên tiêu dùng Theo Tobin, q được định nghĩa là giá trị thị trường của công ty chia cho chi phí sử dụng vốn Nếu q cao, chi phí sử dụng vốn thấp hơn giá trị thị trường, cho phép công ty đầu tư nhiều vào nhà máy và thiết bị, dẫn đến gia tăng chi đầu tư Ngược lại, nếu q thấp, giá trị thị trường thấp hơn chi phí sử dụng vốn, khiến công ty không thực hiện các khoản đầu tư, dẫn đến giảm đầu tư.

Theo thuyết trọng tiền, khi cung tiền giảm, công chúng sẽ có ít tiền hơn và giảm đầu tư, dẫn đến việc giảm lượng tiền đầu tư vào chứng khoán Hệ quả là nhu cầu và giá cổ phần (Pe) giảm Hiệu ứng này được thể hiện qua mô hình kết hợp với hiệu ứng q của Tobin.

Các hiệu ứng tài sản lên tiêu dùng dựa trên mô hình chu kỳ sống của Modigliani

Trong mô hình năm 1971, người tiêu dùng xác định chi tiêu dựa trên nguồn lực suốt đời, bao gồm vốn con người, tài sản thực và tài sản tài chính Chứng khoán thông thường là phần quan trọng trong tài sản tài chính của họ Khi giá chứng khoán giảm, tài sản của người tiêu dùng cũng giảm, dẫn đến việc họ tiêu dùng ít hơn Chính sách thắt chặt có thể làm giảm giá chứng khoán, ảnh hưởng đến hành vi tiêu dùng.

Kênh truyền dẫn tài chính chủ yếu liên quan đến việc đại diện gia tăng từ thông tin bất cân xứng và sự cưỡng chế hợp đồng trong thị trường tài chính Trong đó, kênh tín dụng được thực hiện qua hai phương thức chính: kênh tín dụng ngân hàng và kênh bảng cân đối tài sản (Mishkin, 1995).

Sự sụt giảm trong cung tiền dẫn đến giảm tiền gửi ngân hàng, từ đó làm giảm khả năng cho vay của ngân hàng Kết quả là, đầu tư và tổng cầu cũng bị giảm theo Kênh truyền dẫn này cho phép thực hiện chính sách tiền tệ mà không cần điều chỉnh lãi suất, cho thấy rằng giảm lãi suất có thể không đủ để kích thích đầu tư Tuy nhiên, sự đổi mới tài chính đã đặt ra nghi vấn về tầm quan trọng của kênh truyền dẫn này (Mishkin, 1995).

Kênh bảng cân đối tài sản ảnh hưởng đến giá trị ròng của công ty, dẫn đến rủi ro đạo đức và vấn đề lựa chọn đối nghịch Khi giá trị ròng giảm, người cho vay có ít tài sản thế chấp, làm tăng rủi ro và giảm khả năng cho vay đầu tư Giá trị ròng thấp cũng khuyến khích chủ sở hữu tham gia vào các dự án đầu tư rủi ro hơn, từ đó làm giảm mức cho vay và chi tiêu đầu tư (Mishkin, 1995) Sơ đồ truyền dẫn chính sách tiền tệ qua kênh bảng cân đối tài sản được mô tả như sau:

Chính sách tiền tệ thắt chặt gây ra sự giảm giá cổ phiếu (Pe), dẫn đến gia tăng vấn đề lựa chọn đối nghịch và rủi ro đạo đức Hệ quả là, lượng cho vay cho chi tiêu đầu tư giảm, ảnh hưởng tiêu cực đến hoạt động kinh tế.

M↑=> i↑=>cash flow↓=>adverse selection & moral hazard↑=> lending ↓=> I

Chính sách tiền tệ nới lỏng có thể dẫn đến lãi suất gia tăng, từ đó tạo ra các vấn đề về sự lựa chọn đối nghịch và rủi ro đạo đức Ngược lại, chính sách tiền tệ thắt chặt sẽ khiến cho việc cho vay và chi tiêu đầu tư giảm sút khi chính sách tiền tệ mở rộng được áp dụng.

Tổng quan các nghiên cứu trước đây

2.2.1 Các nghiên cứu về cơ chế truyền dẫn tiền tệ của các nước phát triển:

Sims & Zha (1995) đã đề xuất mô hình SVAR cho nền kinh tế tương đối đóng

Mỹ, sử dụng các xung động phản hồi của các biến vĩ mô từ mô hình SVAR cho việc phân tích chính sách tiền tệ.

Cushman & Zha (1997) và Kim & Roubini (2000) đã mở rộng mô hình SVAR cho nền kinh tế mở nhỏ bằng cách xem xét các biến ngoài nước như là biến ngoại sinh và cho phép các biến chính sách phản ứng đồng thời với các biến này Nghiên cứu của Cushman & Zha (1997) chỉ ra rằng phản ứng của lãi suất Canada là yếu, trong khi kênh tỷ giá đóng vai trò là một kênh truyền dẫn đặc biệt quan trọng.

Rokon Bhuiyan (2012) đã phát triển mô hình SVAR cho nền kinh tế mở nhỏ của Canada, sử dụng lãi suất mục tiêu qua đêm như công cụ chính sách chính Tác giả chỉ ra rằng lãi suất mục tiêu do Ngân hàng Canada điều khiển không bị ảnh hưởng bởi hành vi của khu vực tư nhân, khác với cung tiền hoặc lãi suất thị trường Để tăng tính dự đoán của mô hình, tác giả thừa nhận sự tương tác đồng thời giữa các biến trong SVAR Nghiên cứu cho thấy cú sốc chính sách tiền tệ trong chế độ chính sách mới của Canada có tác động lớn đến nền kinh tế thực thông qua lãi suất thị trường và tỷ giá hối đoái, với Ngân hàng Canada phản ứng dựa trên thông tin lạm phát tương lai và các cú sốc bên ngoài đóng vai trò quan trọng trong sự biến động của sản lượng.

2.2.2 Các nghiên cứu về cơ chế truyền dẫn tiền tệ của các nước đang phát

Nghiên cứu của Akihiro Kubo (2008) chỉ ra rằng kênh tín dụng đóng vai trò quan trọng trong cơ chế truyền dẫn chính sách tiền tệ của Ngân hàng Thái Lan, đặc biệt là trong bối cảnh tiêu dùng liên quan đến vay nợ tín dụng lớn Kết quả cho thấy sự nhạy cảm lãi suất trong thị trường ô tô có mối liên hệ đáng kể với đòn bẩy lãi suất thực của ngân hàng, và chính sách tiền tệ cần kiểm soát sự dao động của nền kinh tế thực Thêm vào đó, giá tiêu dùng có xu hướng kéo dài đến mức thấp nhất sau 3-4 năm sau khi có cú sốc chính sách, cho thấy rằng tác động của chính sách tiền tệ cần thời gian dài hơn 8 quý để thể hiện rõ ràng Nghiên cứu cũng mở rộng mô hình SVAR để xem xét cơ chế truyền dẫn quốc tế, phát hiện rằng chính sách tiền tệ thắt chặt ảnh hưởng nhanh chóng đến nhu cầu nhập khẩu.

Liu Xiaonam (2011) áp dụng phương pháp VAR để phân tích nền kinh tế Trung Quốc, nhấn mạnh rằng mục tiêu của chính sách tiền tệ Trung Quốc thay đổi theo từng giai đoạn Trước năm 1978, nền kinh tế tập trung vào kế hoạch hóa, với hai mục tiêu chính của chính sách tiền tệ là phát triển kinh tế và đảm bảo nguồn cung hàng hóa, dịch vụ.

Từ năm 1979 đến 1992, nền kinh tế Việt Nam trải qua giai đoạn chuyển đổi với sự tồn tại song song giữa cơ chế kế hoạch và cơ chế thị trường, trong đó mục tiêu chính của chính sách tiền tệ là phát triển kinh tế và duy trì ổn định giá cả Từ năm 1993 đến nay, nền kinh tế chuyển sang mô hình thị trường định hướng xã hội chủ nghĩa, tập trung vào việc duy trì giá trị đồng tiền và thúc đẩy tăng trưởng kinh tế Qua phân tích, tác giả nhận thấy rằng trong giai đoạn đầu chuyển đổi, tín dụng đóng vai trò quan trọng trong việc truyền dẫn chính sách tiền tệ, nhưng sau đó, kênh này trở nên kém hiệu quả Kênh tỷ giá có ít tác động từ chính sách tiền tệ, trong khi kênh lãi suất cũng là một kênh truyền dẫn yếu, không quan trọng như ở Hoa Kỳ hay Ấn Độ.

Mala Raghavan, Paramsothy Silvapulle, và George Athanasopoulos (2012) đã áp dụng mô hình SVAR để phân tích chính sách tiền tệ Malaysia, chú trọng vào việc lựa chọn các biến mục tiêu, biến chính sách và biến ngoài nước Nghiên cứu thiết lập giới hạn nhận diện và cải thiện ước lượng hàm xung động phản hồi, đồng thời đánh giá vai trò của các kênh trung gian trong cơ chế truyền dẫn chính sách tiền tệ Kết quả cho thấy khủng hoảng tài chính Châu Á và sự thay đổi hệ thống tỷ giá hối đoái có ảnh hưởng lớn đến "Hộp đen" Malaysia Trước khủng hoảng, các biến trong nước dễ bị tổn thương trước cú sốc chính sách tiền tệ nước ngoài, trong khi tỷ giá hối đoái đóng vai trò quan trọng trong việc truyền dẫn cú sốc lãi suất, và tín dụng cùng giá tài sản hỗ trợ lan truyền cú sốc cung tiền Sau khủng hoảng, giá tài sản trở nên quan trọng hơn trong việc tăng cường ảnh hưởng của cú sốc lãi suất và cung tiền lên sản lượng, trong khi nền kinh tế trở nên cách ly với các cú sốc từ nước ngoài.

2.2.3 Các nghiên cứu về cơ chế truyền dẫn tiền tệ trong nước:

Nguyễn Phi Lân (2010) đã áp dụng mô hình SVAR để phân tích cơ chế truyền dẫn tiền tệ trong nền kinh tế mở lớn như Việt Nam, nhằm trả lời câu hỏi về phản ứng của nền kinh tế và chính sách tiền tệ trước biến động của cung tiền, lãi suất, tỷ giá và cú sốc bên ngoài Kết quả cho thấy rằng: (i) cung tiền M2 có tác động tích cực đến tăng trưởng kinh tế; (ii) tỷ giá phụ thuộc lớn vào chính sách tiền tệ thông qua lãi suất và lượng tiền cung ứng, mặc dù các yếu tố bên ngoài cũng có ảnh hưởng nhưng không đáng kể; (iii) khu vực ngân hàng trong nước rất nhạy cảm với cú sốc bên ngoài, đặc biệt là biến động giá hàng hóa thế giới và tình hình suy thoái hoặc phục hồi của nền kinh tế toàn cầu, bao gồm cả kinh tế Hoa Kỳ.

Việc điều hành chính sách tiền tệ của FED và các công cụ như OMO hay tái cấp vốn sẽ mất khoảng 3-5 tháng để có hiệu lực, trong khi đồng VND mất giá sẽ làm giảm lãi suất VND trên thị trường tiền tệ trong thời gian từ 5 đến 10 tháng Khi đối mặt với cú sốc tăng trưởng kinh tế, chỉ số CPI có xu hướng tăng nhanh trong khoảng 5-10 tháng Tuy nhiên, CPI lại rất nhạy cảm và sẽ giảm mạnh trong khoảng 6-9 tháng sau khi thực hiện chính sách tiền tệ thắt chặt.

Phạm Thế Anh (2008) đã áp dụng mô hình SVAR để phân tích chính sách tiền tệ và tác động của nó đến các biến số kinh tế vĩ mô tại Việt Nam, như tăng trưởng và lạm phát Nghiên cứu chỉ ra rằng: (i) khi Ngân hàng nhà nước thắt chặt tiền tệ, tăng trưởng và lạm phát đều giảm, với lạm phát phản ứng chậm hơn do sự cứng nhắc của giá cả; (ii) lãi suất và cung tiền chưa phản ứng hiệu quả với các biến động nhằm ổn định kinh tế vĩ mô trong ngắn hạn; (iii) chính sách trợ giá xăng dầu đã giúp nền kinh tế Việt Nam trong ngắn hạn tương đối độc lập với cú sốc giá dầu toàn cầu, ảnh hưởng đến xu hướng biến đổi của các biến số kinh tế vĩ mô.

Lựa chọn mô hình đo lường truyền dẫn tiền tệ

Sims (1980) đã đề xuất việc áp dụng các xung động phản hồi từ mô hình VAR để phân tích chính sách tiền tệ Kể từ đó, nhiều tài liệu liên quan đến VAR đã được phát triển nhằm ước lượng các xung động phản hồi của các biến vĩ mô do các cú sốc chính sách tiền tệ gây ra Để nhận diện chính sách một cách thực tế hơn, các nhà kinh tế đã sử dụng nhiều mô hình phát triển từ VAR, chẳng hạn như mô hình recursive VAR (Eichenbaum & Evans).

(1995) và Strongin (1995) cho nền kinh tế đóng Mỹ), và mô hình SVAR (Sims & Zha

Mô hình Structural VAR đã được mở rộng cho các nền kinh tế mở hơn bởi Cushman & Zha (1997), Kim & Roubini (2000), Rokon Bhuiyan (2012) và nhiều nhà kinh tế khác Điểm mạnh của mô hình này so với mô hình recursive Choleski là khả năng cho phép sự tương tác đồng thời giữa các biến trong mô hình, từ đó mô tả một cách đầy đủ mối quan hệ kinh tế giữa chúng.

Khác với các nghiên cứu trước đây của Nguyễn Phi Lân (2010) và Phạm Thế Anh (2008) sử dụng lãi suất thị trường, tác giả lựa chọn lãi suất cơ bản để phân tích phản hồi của chính sách tiền tệ Việc sử dụng lãi suất cơ bản giúp xác định chính xác hơn tác động của các cú sốc chính sách lên nền kinh tế, vì đây là lãi suất chỉ đạo do Ngân hàng trung ương công bố, tạo cơ sở cho các ngân hàng thương mại xác định lãi suất huy động và cho vay Lãi suất cơ bản cũng là chỉ báo cho các động thái điều hành chính sách tiền tệ và có vai trò quan trọng trong việc truyền dẫn tác động đến các mục tiêu kinh tế vĩ mô như tăng trưởng và lạm phát Hơn nữa, lãi suất cơ bản ít bị ảnh hưởng bởi hành vi của khu vực kinh tế tư nhân, khác với cung tiền và lãi suất thị trường Crucini, Kose & Otrok (2011) đã chỉ ra rằng sự biến động của tổng cung tiền có đặc tính lớn hơn và cảnh báo về việc xem xét lãi suất ngắn hạn như một thay đổi chính sách do chúng có thể bị ảnh hưởng bởi yếu tố cung cầu Cuối cùng, để nâng cao độ chính xác của mô hình nhận diện, tác giả cũng thừa nhận sự tương tác đồng thời giữa các biến trong mô hình SVAR.

Trong mô hình nghiên cứu, tác giả xác định các điều kiện cần thiết để phân tích cú sốc tiền tệ và tỷ giá tại Việt Nam, với giả định rằng phản ứng của ngân hàng đối với các biến bên ngoài như lãi suất quỹ liên bang, sản lượng và giá cả của Mỹ, cũng như giá hàng hóa toàn cầu, sẽ ảnh hưởng đến lãi suất cơ bản Tác giả cho rằng Ngân hàng sẽ phản ứng với sản lượng và giá với một độ trễ, trong khi các biến khác sẽ được phản ứng đồng thời Mô hình SVAR trong nghiên cứu này cho phép ước lượng các cú sốc nội sinh đến lãi suất cơ bản, đồng thời giả định rằng thị trường ngoại hối là hiệu quả và có khả năng phản ứng ngay lập tức với tất cả các biến trong tháng Ngoài ra, tác giả cũng đưa ra giả định về hàm cầu tiền thông thường, trong đó nhu cầu cho cán cân thực phụ thuộc vào lãi suất và thu nhập, cùng với việc lãi suất thị trường phản ứng đồng thời tới lãi suất cơ bản, lãi suất cho vay, cung tiền, tỷ giá hối đoái và lãi suất quỹ liên bang.

PHƯƠNG PHÁP NGHIÊN CỨ U

Dữ liệu nghiên cứu

Dữ liệu tháng và mẫu được thu thập từ tháng 8/2000 đến 12/2012, bao gồm thông tin từ Thống kê tài chính quốc tế của Quỹ tiền tệ quốc tế (IFS) Lãi suất cơ bản Việt Nam lấy từ Ngân Hàng Nhà Nước Việt Nam, lãi suất quỹ liên bang Mỹ từ Cục Dự Trữ Liên Bang Mỹ, và sản lượng công nghiệp Việt Nam từ Tổng Cục Thống Kê Việt Nam Các biến này cung cấp cái nhìn tổng quan về tình hình kinh tế trong giai đoạn nghiên cứu.

- i0: lãi suất cơ bản Việt Nam

- i: lãi suất cho vay Việt Nam

- s: logarit của tỷ giá hối đoái danh nghĩa USD/VND

- p: logarit của chỉ số giá tiêu dùng Việt Nam

- y: logarit của sản lượng công nghiệp Việt Nam

- m: logarit của cung tiền M2 Việt Nam

- i_us: lãi suất quỹ liên bang Mỹ

- y_us: logarit của sản lượng công nghiệp Mỹ

- p_us: logarit của chỉ số giá tiêu dùng Mỹ

- wxp: logarit của chỉ số tổng hàng hóa xuất khẩu trên thế giới 1

Mô hình Structural VAR với khối biến ngoại sinh

Bỏ qua thời kỳ không đổi, hệ thống tiêu chuẩn SVAR được viết tuyến tính và ngẫu nhiên động như sau :

Bộ phận nghiên cứu của IMF đã tính toán chỉ số giá hàng hóa theo trọng số từ mức trung bình xuất khẩu tiền lãi của hàng hóa trên 175 quốc gia Trong đó, tỷ lệ trọng số cho các loại hàng hóa được phân bổ như sau: thức ăn và đồ uống chiếm 18.5%, nguyên liệu nông nghiệp thô 7.7%, kim loại 10.7%, và năng lượng 63.1%.

- x là vecto cột n x 1 của các biến nội sinh trong thời điểm t

- A và Bt là ma trận tham số n x n

- ε là vecto cột n x 1 của sai số ngẫu nhiên

- t = 1,…, T trong đó T là quy mô mẫu

Trong mô hình SVAR, các tham số của phương trình độc lập tương ứng với các dòng của ma trận A và Bt Tác giả giả định rằng các sai số cấu trúc có mức trung bình bằng 0, không có tương quan qua lại và không có tương quan theo thời gian, tức là E(εt/xt,……, xt-1) = 0 và E(εt ε’t/xt,……, xt-1) = I.

Trong mô hình này, biến x được chia thành hai khối: khối biến Việt Nam gồm x1: (i0, m, i, s, y, p) và khối biến không phải Việt Nam gồm x2: (y_us, p_us, i_us, wxp) Tác giả đã viết lại mô hình cấu trúc (1) theo cách trình bày ma trận để làm rõ mục đích nghiên cứu.

Trong đó, zt đại diện cho vector cột np x 1 chứa tất cả các biến độ trễ, trong khi F là ma trận n x np bao gồm tất cả các hệ số độ trễ.

Kinh tế Mỹ, với vị thế là nền kinh tế lớn nhất thế giới, đóng vai trò quan trọng đối với các nước đang phát triển như Việt Nam, nơi có độ mở kinh tế cao Dựa trên giả định rằng các biến nước ngoài là biến ngoại sinh trong mô hình, tác giả đã điều chỉnh mô hình SVAR để phản ánh mối quan hệ này.

Bản rút gọn của mô hình structural (2) được viết lại như sau : xt = Ezt + et (4)

Khi tác giả đặt các giới hạn nhận diện khác nhau trong ma trận hệ số đồng thời,

A, chỉ những giới hạn trên những hệ số độ trễ là giới hạn ngoại sinh trong các biến ngoài nước, như được trình bày bởi ma trận hệ số độ trễ F, trong phương trình SVAR

Tác giả phân loại sơ đồ nhận diện của mô hình SVAR thành bốn loại: thị trường tiền tệ, thị trường thông tin (phương trình tỷ giá hối đoái), khu vực sản xuất và khu vực ngoài nước Trong thị trường tiền tệ, có ba phương trình chính: phương trình chính sách tiền tệ, cầu tiền và lãi suất thị trường Trong phương trình chính sách tiền tệ, Ngân Hàng Nhà Nước Việt Nam được giả định phản ứng với lãi suất cho vay, cung tiền M2, tỷ giá hối đoái, lãi suất quỹ liên bang và chỉ số giá hàng hóa xuất khẩu thế giới Tuy nhiên, ngân hàng không thể quan sát dữ liệu sản lượng và chỉ số giá tiêu dùng trong tháng Theo Cushman & Zha (2003), chỉ số giá tiêu dùng được sử dụng để đo lường kỳ vọng lạm phát, giúp ngân hàng đưa ra quyết định chính sách Phương trình cầu tiền giả định rằng cầu tiền phụ thuộc vào lãi suất cho vay, tỷ giá hối đoái, sản lượng và chỉ số giá tiêu dùng Đối với phương trình lãi suất thị trường, giả định rằng tỷ lệ này phản ứng đồng thời với lãi suất cơ bản, cung tiền M2, tỷ giá hối đoái và lãi suất quỹ liên bang Tỷ giá hối đoái, liên quan đến giá tài sản tương lai, được giả định phản ứng với tất cả biến vĩ mô trong tháng, điều này quan trọng cho việc nhận diện chính sách tiền tệ vì nó phản ánh các nguồn thông tin khác Mặc dù lãi suất cơ bản và lãi suất cho vay không phản ứng trực tiếp với sản lượng và lạm phát trong tháng, chúng vẫn phản ứng gián tiếp đến các biến không tài chính thông qua tỷ giá hối đoái.

Mô hình SVAR cho phép các biến chính sách, cung tiền, lãi suất cho vay và tỷ giá hối đoái phản ứng đồng thời với các biến khác, nhưng phương pháp recursive có thể không đảm bảo tính đồng thời này, dẫn đến những cú sốc chính sách tiền tệ bị thiếu sót Giả định trong phương trình nhận diện recursive cho rằng chính sách tiền tệ không phản ứng đồng thời với tỷ giá hối đoái, điều này không phù hợp với thực tế của Ngân Hàng Nhà Nước Việt Nam Để làm rõ khu vực sản xuất Việt Nam, tác giả cho rằng các biến trong thị trường tiền tệ, tỷ giá hối đoái và các biến nước ngoài tác động đến sản lượng và chỉ số giá tiêu dùng với độ trễ, không phải ngay lập tức Mặc dù tỷ giá hối đoái chịu tác động từ mức giá trong nước, nhưng sự truyền dẫn này không xảy ra ngay lập tức Hơn nữa, các công ty không thể điều chỉnh sản lượng và giá trong tháng do tính trì ệ và chi phí điều chỉnh Vì vậy, tác giả sắp xếp khu vực sản xuất theo thứ tự tam giác dưới của y và p, cùng với các biến ngoài nước theo thứ tự tam giác dưới của y_us, p_us, i_us, wsp.

- Phương trình thị trường tiền tệ :

 Phương trình chính sách tiền tệ : εi0 = a12 m + a13i + a14s + a19i_us + a110wxp

 Phương trình lãi suất thị trường: εi = a31i0 + a32m + a34s + a12i_us

 Phương trình tỷ giá hối đoái: εs = a41i0 + a42m + a43i + a45y + a46p + a47i_us + a48p_us + a49i_us + a410wxp

- Khu vực sản xuất: tam giác dưới theo thứ tự y, p.

- Khu vực ngoài nước: tam giác dưới theo thứ tự y_us, p_us, i_us, wxp

Mỗi phương trình trong ma trận hệ số đồng thời A thể hiện mối quan hệ giữa các biến trong mô hình, được mô tả theo cấu trúc tham khảo từ nghiên cứu của Rokon Bhuiyan (2012) Để so sánh kết quả của mô hình SVAR, tác giả đã phát triển ba mô hình loại trừ với các sơ đồ nhận diện khác nhau.

Trong mô hình loại trừ đầu tiên, tác giả giả định rằng chính sách tiền tệ không bị ảnh hưởng đồng thời bởi kênh tỷ giá hối đoái và cũng không tác động lên tỷ giá hối đoái một cách đồng thời Cụ thể, i0 được xác định bởi các yếu tố như lượng tiền m, lãi suất i, lãi suất quốc tế i_us và wxp Lãi suất i phụ thuộc vào i0, lượng tiền m, tỷ giá hối đoái s và lãi suất quốc tế i_us Tỷ giá hối đoái s lại phụ thuộc vào các yếu tố m, i, y, p, y_us, p_us, i_us và wxp.

Trong mô hình loại trừ thứ hai, tác giả cho rằng chính sách tiền tệ không bị ảnh hưởng đồng thời bởi kênh lãi suất thị trường và không tác động lên lãi suất thị trường trong tháng Cụ thể, lãi suất nội địa (i0) được xác định bởi các yếu tố như khối lượng tiền tệ (m), lãi suất (s), lãi suất quốc tế (i_us) và tỷ giá hối đoái (wxp) Đồng thời, lãi suất (i) cũng phụ thuộc vào các yếu tố tương tự, trong khi lãi suất (s) được tính toán dựa trên i0, m, i, y, p, y_us, p_us, i_us và wxp.

Trong mô hình loại trừ thứ ba, tác giả phát triển mô hình VAR hồi quy với thứ tự (y_us, p_us, i_us, wxp, y, p, i0, i, s, m) Mô hình này cho thấy rằng chính sách tiền tệ không phản ứng đồng thời với lãi suất cho vay, tỷ giá hối đoái và cung tiền, nhưng không có phản ứng với chỉ số giá hàng hóa xuất khẩu thế giới, lãi suất quỹ liên bang, sản lượng và giá cả của Việt Nam và Mỹ.

Kiểm định tính dừng của các biến và độ trễ của mô hình

Sử dụng kiểm định tính dừng ADF là một bước quan trọng trong việc phân tích chuỗi dữ liệu đã xử lý Nếu chuỗi dữ liệu không đạt tính dừng ở mức gốc, cần thực hiện sai phân bậc 1, 2, để đạt được tính dừng mong muốn Kết quả kiểm định ADF cho chuỗi dữ liệu theo tháng từ tháng 8/2000 đến tháng 12/2012 cho thấy sự cần thiết của việc này trong phân tích dữ liệu.

- Biến i_us dừng ở sai phân bậc 1

- Biến m dừng ở sai phân bậc 1

- Biến p dừng ở sai phân bậc 1

- Biến p_us dừng ở sai phân bậc 1

- Biến s dừng ở sai phân bậc 1

- Biến wxp dừng ở sai phân bậc 1

- Biến y dừng ở sai phân bậc 1

- Biến y_us dừng ở sai phân bậc 2

(Xem chi tiết ở Phụ Lục 2)

Như vậy, 10 biến nói trên có thể được sử dụng trong mô hình hồi quy SVAR 3.3.2 Kiểm định độ trễ của mô hình:

Sau khi thực hiện các kiểm định AIC, HQ và SC, kết quả cho thấy độ trễ tối ưu cho mô hình SVAR của Việt Nam là 12 theo kiểm định AIC và HQ, trong khi kiểm định SC chỉ ra độ trễ tối ưu là 1 (Bảng 1).

Độ trễ được xác định qua các kiểm định AIC, HQ và SC không đủ để đánh giá tác động của các cú sốc trong mô hình Vì vậy, tác giả áp dụng phương pháp Portmanteau và LM để kiểm tra tính tự tương quan phần dư trong mô hình, theo Nguyễn Phi Lân (2010) Kết quả từ kiểm định Portmanteau và LM cho thấy độ trễ của phương trình SVAR là 3 (Bảng 2).

Do vậy bài viết này sẽ sử dụng mô hình SVAR với độ trễ là 3.

Bảng 1: Kiểm định độ trễ tối ưu của mô hình SVAR

Lag LogL LR FPE AIC SC HQ

* indicates lag order selected by the criterion

LR: sequential modified LR test statistic (each test at 5% level)

HQ: Hannan-Quinn information criterion

Nguồn : Eview 6.0, dữ liệu dùng để tính toán lấy từ Phụ lục 1

VAR Residual Portmanteau Tests for Autocorrelations

Null Hypothesis: no residual autocorrelations up to lag h

Lags Q-Stat Prob Adj Q-Stat Prob df

*The test is valid only for lags larger than the VAR lag order. df is degrees of freedom for (approximate) chi-square distribution

CHƯƠNG 4: KẾT QUẢ NGHIÊN CỨU

Chương này trình bày kết quả thực nghiệm từ việc phân tích định lượng sử dụng phần mềm Eview 6.0.

Những kết quả ước lượng

Bảng 3: Các hệ số ước lượng đồng thời

Thị trường thông tin (tỷ giá hối đoái) a41 a42 a43 a44 a45 a46 a47 a48 a49 a410

Khu vực sản xuất Khu vực ngoài nước a65 a87 a97 a98 a107 a108 a109

Lưu ý: Các số liệu trong dấu ngoặc đơn là độ lệch chuẩn của các hệ số ước lượng đồng thời

Nguồn : Tổng hợp từ kết quả Bảng 4

Các hệ số ước lượng đồng thời của mô hình được trình bày trong Bảng 3, bao gồm các hệ số của ba phương trình chính sách tiền tệ, cầu tiền và lãi suất thị trường nằm trong khu vực thị trường tiền tệ Hệ số của phương trình tỷ giá hối đoái được thể hiện trong thị trường thông tin, trong khi các hệ số còn lại nằm trong các biến a11 đến a110.

Các hệ số đồng thời, đặc biệt là các hệ số tương tác như a12, a13, a14, a23, a24, a25, a31, a32, a34, a41, a42, a43, đóng vai trò quan trọng trong phân tích sản xuất và khối biến ngoài nước Việc không chấp nhận sự tương tác đồng thời giữa các biến tài chính có thể dẫn đến sai sót trong việc nhận diện cấu trúc và đệ quy.

Bước đầu tiên trong quá trình ước lượng là phân tích các giới hạn over-identifying cho các hệ số đồng thời và hệ số độ trễ Tương tự như nghiên cứu của Rokon Bhuiyan (2012), tác giả thực hiện kiểm định chung cho các giới hạn này Khi tất cả các giới hạn được xem như một tập hợp con của khoảng tham số không giới hạn hoàn toàn, kiểm định tỷ lệ hợp lý được áp dụng để kiểm tra các giới hạn nhận diện tổng thể Kết quả từ mô hình SVAR cho thấy là over-identified với 26 bậc tự do và 500 phép lặp Thống kê Chi bình phương χ² (26) = 8649.372 cho thấy giả thuyết không đúng với mức ý nghĩa 0.0000.

Hệ số a12 = 2.6160 trong phương trình chính sách tiền tệ cho thấy mối quan hệ giữa cung tiền M2 và chính sách tiền tệ của Ngân Hàng Nhà Nước Việt Nam Khi cung tiền M2 gia tăng, Ngân Hàng Nhà Nước sẽ thực hiện các biện pháp thắt chặt tiền tệ để kiểm soát lạm phát và ổn định nền kinh tế.

Hệ số a13 = -0.8657 cho thấy Ngân Hàng Nhà Nước Việt Nam sẽ thắt chặt tiền tệ khi lãi suất cho vay thấp Hệ số a14 = -0.0995 phản ánh phản ứng của Ngân Hàng Nhà Nước qua lãi suất căn bản khi đồng nội tệ bị đánh giá thấp Hệ số a19 = 0.1104 cho thấy FED đóng vai trò chỉ đạo trong việc điều hành lãi suất, ảnh hưởng đến Ngân Hàng Nhà Nước Việt Nam Mặc dù hệ số của chỉ số giá hàng hóa xuất khẩu thế giới không quan trọng, nhưng dấu dương của nó ám chỉ rằng Ngân Hàng sẽ thắt chặt tiền tệ khi giá hàng hóa xuất khẩu tăng cao.

Hệ số ước lượng đồng thời trong các phương trình cung tiền, lãi suất thị trường và tỷ giá hối đoái đều có ý nghĩa thống kê quan trọng Điều này cho thấy các giả định của tác giả về thị trường tiền tệ và thị trường thông tin là chính xác Đồng thời, ý nghĩa thống kê của hệ số trong phương trình tỷ giá hối đoái với các biến không phải tài chính khẳng định rằng thị trường tỷ giá hối đoái có thể phản ứng đồng thời với các biến này Mặc dù lãi suất thị trường không phản ứng trực tiếp với các biến không phải tài chính, nhưng nó có thể phản ứng gián tiếp thông qua tỷ giá hối đoái, cho thấy sự tương tác với tất cả các biến trong mô hình.

Bảng 4: Kết quả mô hình cơ bản

Estimation method: method of scoring (analytic derivatives)

Maximum iterations reached at 500 iterations

Structural VAR is over-identified (26 degrees of freedom)

Model: Ae = Bu where E[uu']=I Restriction

Type: long-run pattern matrix Long-run response pattern:

Coefficient Std Error z-Statistic Prob.

LR test for over-identification:

Những phản hồi vĩ mô đến cú sốc chính sách tiền tệ thắt chặt

Cú sốc chính sách tiền tệ gây ra những xung động phản hồi đáng kể, thể hiện qua sự gia tăng nhẹ ngay lập tức của lãi suất thị trường (i) và sự tăng mạnh trong 8 tháng đầu, tiếp theo là sự sụt giảm mạnh trong 7 tháng và ổn định sau 25 tháng Lãi suất cơ bản (i0) và lãi suất thị trường có phản hồi tương tự, cho thấy mối liên hệ chặt chẽ giữa chúng trong cơ chế truyền dẫn của cú sốc chính sách Cả hai lãi suất đều phản ứng tích cực với thông tin về lạm phát kỳ vọng, nhờ vào sự tác động của lãi suất cơ bản và Hiệu ứng Fisher đối với lãi suất thị trường.

Cú sốc chính sách tiền tệ đã dẫn đến sự sụt giảm ngay lập tức của cung tiền trong hai tháng đầu, sau đó tăng trở lại trong hai tháng tiếp theo và giảm mạnh trong bốn tháng sau đó, trước khi phục hồi trong chín tháng tiếp theo Đồng thời, đồng Việt Nam cũng bị đánh giá thấp ngay lập tức, nhưng sau đó đã tăng nhanh trong năm tháng đầu và phục hồi trong hai mươi tháng tiếp theo Kết quả này phù hợp với lý thuyết rằng chính sách tiền tệ thắt chặt sẽ gây áp lực tăng giá cho đồng nội tệ Áp lực tăng giá này đã ảnh hưởng tiêu cực đến xuất khẩu, làm giảm sức cạnh tranh của hàng hóa xuất khẩu.

Response to Structural One S.D Innovations Response of I0 to Shock1

Hình 1: Xung động phản hồi bởi cú sốc chính sách tiền tệ trong mô hình cơ bản.

Lưu ý: Phạm vi phản hồi trong tháng

Nguồn: Eview 6.0, dữ liệu dùng để tính toán lấy từ Phụ lục 1

Cú sốc tiền tệ thắt chặt đã làm giảm sản lượng và gây biến động mạnh trong 7 tháng đầu, nhưng sau đó có dấu hiệu phục hồi Trong 8 tháng đầu, chính sách tiền tệ này đã làm tăng giá, sau đó giảm mạnh trong 10 tháng tiếp theo, cho thấy sự phản hồi trễ của mức giá Kết quả cho thấy cú sốc chính sách tiền tệ ở Việt Nam tác động đến nền kinh tế thực qua kênh lãi suất và tỷ giá hối đoái Cú sốc này làm tăng lãi suất, giảm cung tiền và sản lượng, đồng thời làm tỷ giá hối đoái bị đánh giá thấp, dẫn đến tăng giá ngay sau đó Hầu hết các biến vĩ mô đều có dấu hiệu phục hồi sau 2 năm, tuy nhiên cung tiền và mức giá cần thời gian lâu hơn để trở lại bình thường.

Khi so sánh nghiên cứu này với các nghiên cứu trước, tác giả nhận thấy nhiều điểm khác biệt Mô hình SVAR của Phạm Thế Anh (2008) cho thấy lãi suất và cung tiền chưa phản ứng hiệu quả với biến động kinh tế vĩ mô ngắn hạn Trong khi đó, nghiên cứu của tác giả chỉ ra rằng cú sốc chính sách tiền tệ có tác động quan trọng đến nền kinh tế Việt Nam thông qua lãi suất thị trường, cung tiền và tỷ giá hối đoái Nguyễn Phi Lân (2010) cho rằng chỉ số CPI nhạy cảm với chính sách tiền tệ, nhưng tác giả lại thấy chỉ số giá phản ứng chậm hơn do tính cứng nhắc của giá cả Tác giả tin rằng nghiên cứu này nhận diện chính xác hơn các cú sốc chính sách so với các nghiên cứu trước, nhờ vào việc sử dụng lãi suất cơ bản, không bị ảnh hưởng bởi các cú sốc khác trong nền kinh tế Sự đổi mới trong hàm số chính sách này tăng cường độ chính xác trong ước tính cú sốc chính sách tiền tệ, đồng thời cải thiện mối quan hệ đồng thời giữa biến chính sách và các biến trong và ngoài nước trong mô hình SVAR.

4.2.2 Các mô hình loại trừ:

Tác giả trình bày kết quả ước tính từ các mô hình loại trừ, bắt đầu bằng việc so sánh các giới hạn over-identifying thông qua kiểm định tỷ lệ hợp lý và kiểm định Chi bình phương trong Bảng 5 Kết quả cho thấy giới hạn over-identifying của các mô hình loại trừ không bị từ chối theo bất kỳ tiêu chuẩn kiểm định nào, với tất cả các giá trị p đều bằng 0.

Bảng 5: Các kết quả kiểm định giới hạn over-identifying

Mô hình Loại kiểm định Kết quả thống kê

Cơ bản Chi bình phương 8649.372 (26) Loại trừ 1 Chi bình phương 9433.312 (28)

Loại trừ 2 Chi bình phương 8834.173 (28) Loại trừ 3 Chi bình phương 10012.64(10)

Nguồn : Tổng hợp từ kết quả Bảng 4, 6, 7, 8

4.2.2.1 Mô hình loại trừ thứ nhất:

Tác giả giả định rằng chính sách tiền tệ không bị ảnh hưởng đồng thời bởi kênh tỷ giá hối đoái và cũng không tác động đến tỷ giá hối đoái một cách đồng thời Mối quan hệ giữa lãi suất trong nước (i0) và các yếu tố như lượng tiền (m), lãi suất quốc tế (i_us) và tỷ giá hối đoái (wxp) được mô tả qua hàm số i0 = ƒ (m, i, i_us, wxp) Lãi suất (i) được xác định bởi i = ƒ (i0, m, s, i_us), trong khi tỷ giá hối đoái (s) phụ thuộc vào các yếu tố như lượng tiền (m), lãi suất (i), thu nhập (y), giá cả (p), và các biến số quốc tế (y_us, p_us, i_us, wxp).

Bảng 6: Kết quả mô hình loại trừ thứ nhất

Type: long-run pattern matrix

Kết quả từ mô hình loại trừ thứ nhất cho thấy cú sốc chính sách tiền tệ thắt chặt ngay lập tức làm tăng lãi suất cho vay, sau đó giảm mạnh trong 15 tháng và có dấu hiệu phục hồi sau 36 tháng Mô hình này cho thấy lãi suất thị trường tăng ngay lập tức với mức độ lớn hơn so với mô hình cơ bản, và điểm đáy của lãi suất thị trường cũng thấp hơn Trong khi đó, mô hình cơ bản cho thấy lãi suất thị trường chỉ tăng dần trong 8 tháng đầu và giảm mạnh trong 7 tháng tiếp theo Cú sốc chính sách cũng làm cung tiền sụt giảm mạnh trong 2 tháng đầu, khác với mô hình cơ bản khi cung tiền sụt giảm trong 8 tháng đầu trước khi phục hồi trong 15 tháng tiếp theo và tiếp tục giảm trong 10 tháng sau đó.

Kết quả phân tích cho thấy chi-square đạt giá trị 9433.312 với xác suất 0.0000, cho thấy sự đánh giá thấp ngay lập tức đồng Việt Nam Tỷ giá hối đoái có xu hướng phục hồi nhanh chóng trong 4 tháng đầu tiên, trong khi mô hình cơ bản chỉ cho thấy sự phục hồi sau 2 năm Sau đó, tỷ giá giảm trong 1 tháng và có sự tăng nhẹ trong 20 tháng tiếp theo, trước khi trở lại mức ban đầu trong 36 tháng Mức độ tác động lên giá và sản lượng nhỏ hơn và nhanh hơn so với mô hình cơ bản Các biến vĩ mô bắt đầu có dấu hiệu phục hồi sau 3 năm, ngoại trừ biến sản lượng, phục hồi sau 20 tháng.

Hình 2: Xung động phản hồi bởi cú sốc chính sách tiền tệ trong mô hình loại trừ thứ nhất

Mặc dù thời gian và mức độ tác động của cú sốc chính sách tiền tệ lên các biến vĩ mô có sự khác biệt, nhưng mô hình loại trừ thứ nhất cho thấy kết quả vững chắc và tương đồng với mô hình cơ bản Điều này cho thấy chính sách tiền tệ tại Việt Nam ảnh hưởng đến nền kinh tế thực qua kênh lãi suất và tỷ giá hối đoái, với phản ứng lãi suất mạnh mẽ và phản ứng tỷ giá hối đoái yếu hơn do cú sốc chính sách tiền tệ.

4.2.2.2 Mô hình loại trừ thứ hai:

Tác giả giả định rằng chính sách tiền tệ không bị ảnh hưởng đồng thời bởi kênh lãi suất thị trường và cũng không tác động lên lãi suất thị trường trong tháng Mối quan hệ giữa lãi suất nội địa (i0) và các yếu tố như lượng tiền (m), tiết kiệm (s), lãi suất quốc tế (i_us) và tỷ giá hối đoái (wxp) được thể hiện qua công thức i0 = ƒ (m, s, i_us, wxp) Đồng thời, lãi suất (i) cũng phụ thuộc vào lượng tiền, tiết kiệm và lãi suất quốc tế, được mô tả qua i = ƒ (m, s, i_us) Cuối cùng, tiết kiệm (s) là hàm của lãi suất nội địa, lượng tiền, lãi suất, thu nhập (y), giá cả (p), thu nhập quốc tế (y_us), giá cả quốc tế (p_us), lãi suất quốc tế (i_us) và tỷ giá hối đoái (wxp), thể hiện qua s = ƒ (i0, m, i, y, p, y_us, p_us, i_us, wxp).

Bảng 7: Kết quả mô hình loại trừ thứ hai

Hình 3: Xung động phản hồi bởi cú sốc chính sách tiền tệ trong mô hình loại trừ thứ hai

Cú sốc chính sách tiền tệ có tác động lớn và nhanh chóng lên lãi suất thị trường, khiến đồng Việt Nam ngay lập tức tăng giá, với biến động mạnh trong 5 tháng đầu tiên, sau đó giảm trong 2 tháng tiếp theo trước khi gia tăng trở lại mà không có dấu hiệu phục hồi Hiện tượng này được gọi là puzzle tỷ giá hối đoái Mặc dù cung tiền chỉ giảm nhẹ trong 2 tháng đầu tiên, nhưng lại tăng mạnh trong 8 tháng tiếp theo, điều này khác với mô hình cơ bản Sản lượng cũng tăng ngay lập tức sau cú sốc, giảm nhẹ trong 2 tháng tiếp theo, rồi tăng và sụt giảm mạnh trong 5 tháng đầu tiên, sau đó có dấu hiệu phục hồi, tạo ra puzzle sản lượng Cuối cùng, cú sốc chính sách tiền tệ làm mức giá tăng ngay lập tức, giảm mạnh trong 7 tháng đầu và sau đó gia tăng trở lại trong 10 tháng tiếp theo, ổn định ở trạng thái này trong những tháng sau.

4.2.2.3 Mô hình loại trừ thứ ba:

Tác giả đã phát triển mô hình VAR đệ quy với thứ tự (y_us, p_us, i_us, wxp, y, p, i0, i, s, m), cho thấy rằng chính sách tiền tệ không phản ứng đồng thời với lãi suất cho vay, tỷ giá hối đoái và cung tiền Tuy nhiên, mô hình này không cho thấy sự phản ứng của chính sách tiền tệ đối với chỉ số giá hàng hóa xuất khẩu toàn cầu, lãi suất quỹ liên bang, cũng như sản lượng và giá cả của Việt Nam và Mỹ.

Cú sốc chính sách tiền tệ thắt chặt đã dẫn đến sự gia tăng ngay lập tức của lãi suất cho vay và sụt giảm nhanh trong 6 tháng đầu, tiếp theo là biến động tăng trong 10 tháng và phục hồi sau 36 tháng Điều này cho thấy tác động nhanh và biến động hơn so với mô hình cơ bản Đồng thời, cú sốc cũng tạo ra hiện tượng đánh giá cao đồng Việt Nam và gia tăng trong các tháng tiếp theo, điều này ngược lại với lý thuyết Cung tiền M2 tăng nhẹ ngay lập tức và gia tăng trong 8 tháng đầu, nhưng sau đó sụt giảm Mức giá giảm nhẹ trong 3 tháng đầu, sau đó tăng trong 15 tháng tiếp theo, cho thấy cú sốc có tác động nhỏ hơn và chậm hơn so với mô hình cơ bản Về sản lượng, cú sốc gây ra sụt giảm nhẹ trong 5 tháng đầu, phục hồi trong 3 tháng tiếp theo và sụt giảm nhẹ sau đó Những kết quả này nhấn mạnh tầm quan trọng của việc nhận diện trong mô hình SVAR ở Việt Nam.

Response to Cholesky One S.D Innovations Response of I0 to I0

Hình 4: Xung động phản hồi bởi cú sốc chính sách tiền tệ trong mô hình loại trừ thứ ba.

Bảng 8: Kết quả mô hình loại trừ thứ ba

Sự biến động sản lượng Việt Nam bởi những cú sốc từ các biến trong và ngoài nước: 40

Tháng i 0 m i s y p y_us p_us i_us wxp

Nguồn : Tổng hợp từ kết quả Phụ lục 4

Tác giả phân tích sự biến động sản lượng Việt Nam qua các cú sốc nội và ngoại tại Bảng 9, cho thấy rằng cú sốc chính sách tiền tệ không phải là yếu tố chính ảnh hưởng đến sự thay đổi sản lượng Trong số các cú sốc trong nước, lãi suất cơ bản, cung tiền M2, lãi suất cho vay, tỷ giá hối đoái và sản lượng là những yếu tố giải thích cho sự biến động này, trong đó cung tiền M2 và sản lượng đóng vai trò chủ yếu Ngược lại, các cú sốc bên ngoài, đặc biệt là từ nền kinh tế Mỹ, ảnh hưởng đến sản lượng Việt Nam sau 6 tháng Kết quả này khẳng định rằng tăng trưởng kinh tế Việt Nam bị chi phối mạnh mẽ bởi sự biến động của nền kinh tế Mỹ, tương tự như nghiên cứu của Nguyễn Phi Lân (2010) cho Việt Nam và Rokon Bhuiyan (2012) cho Canada.

Phân tích phân rã phương sai

Hàm phân rã phương sai giúp phân tách biến động của các biến nội sinh trong mô hình SVAR, với kết quả cho thấy rằng cú sốc lãi suất cơ bản tháng trước giải thích 100% sự biến động của tháng này Tuy nhiên, trong các tháng tiếp theo, lãi suất cơ bản bị ảnh hưởng bởi nhiều biến khác, trong đó lãi suất cho vay đóng vai trò quan trọng Sau một năm, lãi suất quỹ liên bang và chỉ số giá hàng hóa xuất khẩu toàn cầu cũng góp phần vào sự biến động này Đối với lãi suất cho vay, lãi suất cơ bản là nguồn giải thích quan trọng bên cạnh chính nó Biến cung tiền giải thích 99.5% sự biến động trong giai đoạn đầu, nhưng sau 3 năm, các biến nước ngoài trở nên quan trọng hơn Tương tự, tỷ giá hối đoái và các biến nước ngoài cũng là nguồn giải thích chính cho sự biến động của chúng Sau 6 tháng, cú sốc từ biến nước ngoài trở thành yếu tố chi phối quan trọng đối với các biến trong nước, cho thấy nền kinh tế Việt Nam chịu ảnh hưởng lớn từ nền kinh tế Mỹ.

Kiểm định Robustness

Để bảo vệ kết quả của mô hình cơ bản SVAR, tác giả đã phát triển ba mô hình loại trừ với các sơ đồ nhận diện khác nhau Trong mô hình đầu tiên, tác giả giả định rằng chính sách tiền tệ không bị ảnh hưởng đồng thời bởi kênh tỷ giá hối đoái và cũng không tác động đến tỷ giá hối đoái Mô hình thứ hai giả định rằng chính sách tiền tệ không bị ảnh hưởng đồng thời bởi kênh lãi suất thị trường và không tác động đến lãi suất thị trường trong tháng Cuối cùng, mô hình thứ ba là mô hình recursive VAR với thứ tự (y_us, p_us, i_us, wxp, y, p, i0, i, s, m) Kết quả cho thấy mô hình cơ bản SVAR khá vững.

Tác giả cũng ước lượng các mô hình khác so sánh với mô hình cơ bản SVAR để kiểm định độ vững của mô hình Tuy nhiên, kết quả cho thấy khi sử dụng lãi suất thị trường làm công cụ chính sách, cú sốc chính sách tiền tệ dẫn đến một số hiện tượng bất thường, bao gồm puzzle tỷ giá hối đoái, puzzle cung tiền và puzzle sản lượng Điều này cho thấy rằng việc sử dụng lãi suất thị trường thay vì lãi suất cơ bản có thể ảnh hưởng đến kết quả phân tích.

KẾ T LU ẬN VÀ THẢ O LU Ậ N

Chính sách tiền tệ là một yếu tố vĩ mô quan trọng, ảnh hưởng đến nền kinh tế thông qua các kênh như lãi suất và tỷ giá hối đoái Nghiên cứu này sử dụng mô hình SVAR để phân tích cơ chế truyền dẫn tiền tệ ở Việt Nam, với lãi suất cơ bản là công cụ chính Mô hình cho phép các biến tương tác đồng thời, và tác giả phát triển ba mô hình loại trừ để tăng độ chính xác Kết quả cho thấy chính sách tiền tệ tác động mạnh đến lãi suất và yếu hơn đến tỷ giá hối đoái Cụ thể, cú sốc chính sách tiền tệ thắt chặt làm tăng lãi suất, đồng Việt Nam được đánh giá cao, cung tiền M2 tăng, sản lượng giảm và giá cả tăng Ngoài ra, giá cả phản ứng chậm hơn so với sản lượng do tính cứng nhắc hoặc độ trễ của mô hình, và các cú sốc bên ngoài cùng cung tiền là yếu tố quan trọng giải thích biến động sản lượng.

Trong bài nghiên cứu, tác giả đã gặp một số hạn chế do độ lệch chuẩn lớn của các hệ số trong thị trường tiền tệ và thị trường thông tin, ảnh hưởng đến kết quả Để khắc phục, tác giả phát triển mô hình loại trừ thứ nhất với giả định rằng chính sách tiền tệ không bị tác động đồng thời bởi kênh tỷ giá hối đoái Kết quả từ mô hình này cho thấy kênh truyền dẫn lãi suất mạnh hơn, trong khi kênh truyền dẫn tỷ giá hối đoái yếu hơn tại Việt Nam Tác giả cũng kiến nghị sử dụng phương pháp chọn mẫu Bayesian Gibbs để tăng cường độ chính xác của các tham số ước lượng và phản hồi Thêm vào đó, lãi suất qua đêm là một công cụ quan trọng trong chính sách tiền tệ của Ngân hàng Nhà Nước Việt Nam, thể hiện vai trò truyền dẫn tiền tệ hiệu quả.

Do đó, lãi suất qua đêm có thể được lựa chọn làm công cụ chính sách thay cho lãi suất cơ bản trong nghiên cứu này, nhằm nâng cao khả năng nhận diện của mô hình.

1 Nguyễn Phi Lân (2010) Cơ chế truyền dẫn tiền tệ dưới góc độ phân tích định lượng Tạp chí Ngân Hàng số 18/2010

Phạm Thế Anh (2008) đã nghiên cứu ứng dụng mô hình SVAR để xác định tác động của chính sách tiền tệ và dự báo lạm phát tại Việt Nam Nghiên cứu này được thực hiện tại Đại học Kinh Tế Quốc, nhằm cung cấp cái nhìn sâu sắc về mối quan hệ giữa chính sách tiền tệ và lạm phát trong bối cảnh kinh tế Việt Nam.

3 Sử Đình Thành, Vũ Thị Minh Hằng (2008) Nhập môn Tài chính – Tiền tệ Nhà xuất bản lao động xã hôi, 133-34

4 Akihiro Kubo (2008), Macroeconomic impact of monetary policy shocks: Evidence from recent experience in Thailand Journal of Asian Economics,

5 Burstein, Ariel, Martin Eichenbaum, and Sergio Rebelo (2002) Why is inflation so low after large devaluations Journal of Political Economy 113, 742-84

6 Crucini, Mario, Ayhan Kose, and Christopher Otrok (2011) What are the driving forces of international business cycles? Review of Economic Dynamics

7 Cushman, O David, and Tao Zha (1997) Identifying monetary policy in a small open economy under flexible exchange rate Journal of Monetary Economics 39,

8 Eichenbaum, Martin and Charles Evans (1995) Some empirical evidence on the effects of shocks to monetary policy on exchange rate Quarterly Journal of

9 Engel, Charles (2002) Expenditure swithching and exchange rate policy.

10 Kenneth N Kuttner & Patricia C Mosser (2002) The Monetary Transmission Mechanism: Some Answers and Further Questions FRNNY Economic Policy

11 Kim, Soyoung, and Nouriel Roubini (2000) Exchange anomalies in the indjustrial contries: a solution with a structural VAR approach Journal of

12 Le Viet Hung & Wade D.Pfau (2008), Var Analysis of the Monetary Transmission Mechanism in Vietnam, Applied Econometrics and International

Development Vol 9, No 1, pp 165-179, January – June 2009

13 Liu Xiaonan (2011), Monetary Transmission Mechanism in China The

University of Hong Kong August 2011

14 Mala Raghavan, Paramsothy Silvapulle & George Athanasopoulos (2012).

Structural VAR models for Malaysian monetary policy analysis during the pre- and post-1997 Asian crisis periods Applied Economics, 44:29, 3841-3856.

15 Rokon Bhuiyan (2012) Monetary transmission mechanisms in a small open economy: a Bayesian structural VAR approach Canadian Journal of

Economics/ Revue canadienne d’economique, Vol 45, No 3, pages 1037 - 61, August 2012

16 Sims, A Christopher (1980) Marcroeconomics and reality Econometrica 48,

17 Strongin, Steven (1995) The identification of monetary policy disturbances: explaining the liquidity puzzle Journal of Monetary Economics 35, 463-93

18 Sims, A Christopher, and Tao Zha (1995) Does monetary policy generate recesssions? Working paper, Yale University

19 Strongin, Steven (1995) The identification of monetary policy disturbances: explaining the liquidity puzzle Journal of Monetary Economics 35, 463-93

Phụ Lục 1: Bảng số liệu

Lãi suất quỹ liên bang

Sản lượng công nghiệp Mỹ

Chỉ số giá tiêu dùng Mỹ

Chỉ số giá hàng hóa xuất khẩu thế giới

Lãi suát cơ bản Việt Nam

Lãi suất cho vay Việt Nam

Tỷ giá hối đoái USD/VND

Chỉ số giá tiêu dùng Việt Nam

Sản lượng công nghiệp Việt Nam

Nguổn: IMF, SBV, GSO, FED

Phụ Lục 2: Kết quả kiểm định tính dừng của các biến

Null Hypothesis: I has a unit root

Lag Length: 2 (Automatic based on SIC, MAXLAG) t-Statistic Prob.*

Augmented Dickey-Fuller test statistic -4.689037 0.0011

Augmented Dickey-Fuller Test Equation

Variable Coefficient Std Error t-Statistic Prob.

S.E of regression 0.637510 Akaike info criterion 1.971153

Sum squared resid 57.30508 Schwarz criterion 2.073331

Log likelihood -138.8942 Hannan-Quinn criter 2.012670

Null Hypothesis: I0 has a unit root

S.E of regression 0.416349 Akaike info criterion 1.112248

Sum squared resid 24.78854 Schwarz criterion 1.193620

Log likelihood -77.75021 Hannan-Quinn criter 1.145310

2.3 Lãi suất quỹ liên bang Mỹ:

Null Hypothesis: D(I_US) has a unit root

S.E of regression 0.137093 Akaike info criterion -1.116116

Sum squared resid 2.706411 Schwarz criterion -1.055086

Log likelihood 85.03451 Hannan-Quinn criter -1.091319

Null Hypothesis: D(M) has a unit root

2.5 Chỉ số giá tiêu dùng Việt Nam:

Null Hypothesis: D(P) has a unit root

2.6 Chỉ số giá tiêu dùng Mỹ:

Null Hypothesis: D(P_US) has a unit root

Null Hypothesis: D(S) has a unit root

2.8 Chỉ số giá hàng hóa xuất khẩu thế giới:

Null Hypothesis: D(WXP) has a unit root

2.9 Sản lượng công nghiệp Việt Nam:

Null Hypothesis: D(Y) has a unit root

2.10 Sản lượng công nghiệp Mỹ:

Null Hypothesis: D(Y_US,2) has a unit root

Phụ Lục 3: Kết quả chạy mô hình VAR:

Standard errors in ( ) & t-statistics in [ ]

0.997953 Sum sq resids 12.70552 0.005380 37.39659 0.002405 0.093227 0.000648 0.004715 0.000214 2.028680 0.000511 S.E equation 0.332390 0.006840 0.570252 0.004573 0.028472 0.002374 0.006403 0.001365 0.132818 0.002109 F-statistic 66.47217 15418.76 109.5068 527.7720 260.6963 18190.40 43.15237 3725.618 1011.314 2357.249 Log likelihood -28.93044 538.0684 -107.7370 596.8454 329.8465 692.5847 547.7037 773.3856 104.9991 709.8454 Akaike AIC 0.820965 -6.946142 1.900507 -7.751307 -4.093787 -9.062804 -7.078133 -10.16967 -1.013687 -9.299252 Schwarz SC

Determinant resid covariance (dof adj.) 2.12E-37

Phụ Lục 4: Phân tích phân rã phương sai:

Period S.E I0 M I S Y P Y_US P_US I_US WXP

Cholesky Ordering: I0 M I S Y P Y_US P_US I_US WXP

Tiêu đề	Cơ Chế Truyền Dẫn Tiền Tệ Của Một Nền Kinh Tế: Trường Hợp Ở Việt Nam
Tác giả	Huỳnh Thị Cẩm Khuê
Người hướng dẫn	PGS. TS Lê Thị Lanh
Trường học	Trường Đại Học Kinh Tế TP.HCM
Chuyên ngành	Tài Chính - Ngân Hàng
Thể loại	Luận Văn Thạc Sỹ Kinh Tế
Năm xuất bản	2013
Thành phố	Thành Phố Hồ Chí Minh

Định dạng
Số trang	78
Dung lượng	296,42 KB