Sự truyền dẫn của lãi suất thị trường đến lãi suất huy động và cho vay tại các ngân hàng thương mại VN

Đặtvấnđềnghiêncứu

Nền kinh tế thời gian qua đã có những tiến triển khả quan, với kinh tế vĩ mô ổn định và năng lực tài chính của hệ thống ngân hàng tăng đáng kể Việc kiềm chế đư ợc lạm phát và xu hướng lạm phát giảm bền vững trong dài hạn là cơ sở để các ngân hàng giảm dần lãi suất huy động và cho vay Mặt bằng lãi suất trong 6 tháng đầu năm tiếp tục giảm từ 0,2-0,5%/năm so với cuối năm trước, trong đó lãi suất huy động giảm từ 0,2-0,5%/năm, hiện tại lãi suất là 0,8–1%/năm đối với tiền gửi không kỳ hạn; 4,5–5,4%/năm đối với tiền gửi có kỳ hạn từ 1 tháng đến 6 tháng; 5,4–6,5%/năm đối với kỳ hạn từ 6 tháng đến 12 tháng; và 6,4–7,2%/năm cho các kỳ hạn dài hơn.

%/nămđốivớitiềngửikỳhạntrên12tháng.Lãisuấtchovaygiảmkhoảng0,2-0,3%/ năm.Lãisuấtchovayởcáclĩnhvựcưutiênchỉcòn6–7%/ năm,ởcácl ĩ n h vựcsảnxuấtkinhdoanhthôngthườnglà7–9%/năm đốivớikỳhạnngắnv à 9,3–11%/nămđốivớikỳhạndài.

Trongl ú c đ ó , t h e o s ố l i ệ u c ủ a T ổ n g C ụ c T h ố n g k ê , 6 t h á n g đ ầ u nă m2 0 1 5 ,tăngtrưởngtíndụngtrêncảnướcđạt6,28%sovớitháng12nămtrước.K ếtquảnàycónhiềucảithiệnsovớimứctăng2,03%củacùngthờiđiểmnăm2014;huy độngvốncủacácNHTMtăng4,58%,thấphơnmứctăng5,26%củacùng kỳnămtrư ớc.Mộtsốngânhàngnhanhchónghoànthànhchỉtiêutăngtrưởngtíndụngdo NHNNcấptrongnăm2015như:NamABank,Sacombank,O C B

Việct r o n g thờig i a n q u a , l ã i s u ấtg i ảms o n g s o n g v ớit ă n g t r ư ở ngt í n dụngdươnggiúpnềnkinhtếphụchồitốtlàbiểuhiệncủamộtchínhsáchtiềntệhoạtđộng hiệuquả.Cáctácđộngcủachínhsáchtiềntệđếnnềnkinhtếthôngq u a kênhlãisuất đãđượcthựcthimộtcáchtíchcực.Điềunàyđặtramộtgiảthuyếttráingượcvớicác kếtluậnnghiêncứutrướcđâyvềtruyềndẫnlãisuất.Liệumứcđộtruyềndẫntừlãisuất thịtrườngđếnlãisuấthuyđộngvàchovay củacác n g â n hàngth ươ ng m ạ ic ó hoà ntoànkhông?

Bà i n gh iê n cứusẽg ó p phầnxemxéttínhhiệuquảtrongviệcsửdụngcôngcụlãis uấtcủathịtrườngtiềntệtrongthờigian qua thông qua kiểmtrasựtác động của lãisuấtthịtrườngđếnlãisuấthuyđộngvàchovaycủacácNHTMViệtNam.

Bên cạnhcáckênh nhưkênhtỷgiá,giácổphần,kênh tíndụng,kênhlãisuấtlàkênhgópphầnmanglạisựhiệuquảtrongđiềuhànhchínhsá chtiềntệ(Miskhin,1996).Isakova(2008)đưarakết luậnsựtruyềndẫnlãisuấtlàyếutốquyếtđịnhcủachínhsáchtiềntệ,nóthểhiệnmộtkê nhtruyềndẫntiềmnăng,bởivìcáckênhkháccũngchủyếudựavàokênhnày.

Kênh lãi suất đóng vai trò quan trọng trong việc thực thi chính sách tiền tệ theo Keynes Lãi suất của các ngân hàng trung ương ảnh hưởng đến lãi suất liên ngân hàng, từ đó xác định chi phí tiền vay của các ngân hàng và ảnh hưởng trực tiếp đến lãi suất huy động và cho vay của các ngân hàng thương mại Cuối cùng, điều này tác động đến hành vi của khách hàng vay, ảnh hưởng giá trị tiền tệ và nền kinh tế thực Ngoài ra, lãi suất của các ngân hàng cũng tác động đến lợi nhuận, tính hợp lý và sự ổn định tài chính (De Bondt, 2005) Do đó, việc nghiên cứu và tìm thêm bằng chứng về truyền dẫn lãi suất là điều cần thiết để hiểu rõ hơn về cơ chế này.

Mụctiêunghiêncứu

Thôngquanghiêncứutácgiảmuốncậpnhậpnhữngbằngchứngthựcnghi ệmmớinhấtvềtruyềndẫnlãisuất.Từđó,khingânhàngnhànướcmuốntácđộngđế nlãisuấthuyđộnghoặcchovay,ngânhàngnhànướcsẽbiếtđiềuchỉnhcụthểlãi suất thịtrườngkỳhạnnào chophù hợp.Và phù hợptrong ngắnhạnhaydàihạn.

Bêncạnhđó,thôngquatìmhiểuvấnđềbấtcânxứngtrongtruyềndẫnlãis u ất,n g â n h à n g n h à n ư ớ cvàc á c n g â n h à n g t h ư ơ n g mạisẽn ắmđ ư ợ cx u hướngquaylạivịtrícânbằngcủalãisuấthuyđộngvàchovay,từđó,đưaranhữngqu yếtđịnhđiềuchỉnhlãisuấthợplý.

Đốitƣợngvàphạmvinghiêncứu

CơsởdữliệuthuthậptừwebsitecủaIMF,Ngânhàngnhànướcvềlãisuấthu yđộng, lãi suấtchovayvàcác loại lãisuấtthịtrường,lãi suấttrái phiếuc h í n h p h ủt r o n g g i a i đoạnt ừt h á n g 5 n ă m 2 0 0 4 đ ế n t h á n g 7 n ă m 2 0 1

Sựtruyềndẫncủalãisuấtđượcđịnhnghĩalàmứcđộvàtốcđộthayđổic ủalãisuấ tchínhsáchchuyểnvàolãisuấthuyđộngvàchovaycủangânhàng(Rehman2009).Q úatrìnhnàyđượctáchbiệtlàm2giaiđoạn.Giaiđoạn1đolườngsựthayđổicủalãi suấtchínhsáchđếnlãisuấtthịtrườngtiềntệtrongngắnh ạnv à d à i h ạn,g i a i đ o ạ nt h ứh a i l à g i a i đ o ạ n t á c đ ộ ngc ủal ã i s u ấtt h ịtrườngđếnlãisuấthuyđộngvàch ovaycủacácngânhàng.Tuynhiên,trongp h ạmvibàinghiêncứunày,tácgiảch ỉnghiêncứugiaiđoạ n2.Giảđịnhsựtruyềndẫngiaiđoạn1làhoàntoàn.

Phương pháp nghiêncứu

Đểthựchiệnmụctiêuđầutiêncủabàinghiêncứunày,tácgiảtiếnhànhướclượ ngmôhìnhhồiquythểhiệnmốiquan hệcânbằngdàihạncủatừngloạil ã i suấtthịtrường (kỳhạnquađêm,1 tháng,3thá ng,6tháng,12 th án g, tráiphiếuchínhphủ)đ ế n lãisuấthuyđộnghoặclãisuấtchov ay.Cụthể:

+Kiểmđịnh tínhdừngcủa chuỗidữliệu.Nếubiến sửdụnglà biếndừngthì dùngchuỗibiếngốcnàytiếnhànhphươngpháphồiquyphươngt rìnhthểhiệnmốiquanhệcâ n bằngdàihạn.Kiểmđịnhthuộc tínhdừng của phầndưt r o n g phươngtrình.Nếuphầndưlàchuỗibiếndừngthìhaibiếnsốt rongmôhìnhlàđồngliênkết.Nếubiếnsửdụngkhôngdừngthìthựchiệnsaiphân bậc1,2,3… đếnkhichuỗidữliệudừng.Đâylàđiềukiệnđểthựchiệnbướckiểmđịnhtiếptheo.

+Đểtrảlờimụctiêunghiêncứuthứ2,tácgiảphântínhmốiquanhệngắ nhạncủacáckỳhạnlãisuấtthịtrườngvàlãisuấthuy động,chovay thôngq u a môhìnhhiệuchỉnhsaisốECM(môhình2)

+Đểkiểmđịnhsựtồntạicủasựđiềuchỉnhbấtđốixứngtronglãisuấthuyđ ộngvàchovay,tácgiảthêmmộtbiếngiảλvàophươngtrình(môhình2).Vớiquyướcλ=1 nếulãisuấthuyđộng,chovaynằmtrênmứccânbằngdàihạn(phầndưcủamôhìn hcânbằngdàihạnεt-

1>0),vàλ=0nếulãisuấthuyđộng,chovaynằmdướimứccânbằngdàihạn(phầndưc ủamôhìnhcânbằngd à i hạn0),vàλ=0nếulãisuấthuyđộ ng ,chovaynằmdướimứccânbằngdàihạn(phầndưc ủamôhìnhcânbằngd à i hạn

0 9 L e n d i n g S t r u c t u r e a n d BankI n s o l v e n c y R i s k:A C o m p a r a t i v e S t u d y BetweenIslamicandConventionalBanks.JournalofBusiness&Polic yR e s e a r c h

2 Allen,F r a n k l i n , E l e n a C a r l e t t i , & D o u g l a s G a l e , 2 0 0 9 Int erbankM a r k e t LiquidityandCentralBankIntervention.JournalofMonetaryEcon omics.

3 Amarasekara,C , 2009.Thei m p a c t o f m o n e t a r y p o l i c y on e c o n o m i c gro wtha n d inflationinSriLanka.StaffStudies.

4.BenoitMojon,2000.Financialstructureandtheinterestratechannelofecbmo neta ry policy.

5 Cottarelli,C,Kourelis,A,1994.Financialstructure,banklendingrate,andthetr ansm issi on mechanismofmonetarypolicy.IMFStaffP a p e r s 41(4),587-6 2 3

6 DavidNeumarkandStevenA.Sharpe,1992.Marketstructureandthenatureo fpricerigidity:Evidencefromthemarketforconsumerdeposits.TheQu a r t er ly JournalOfEconomics.

7 DeBondt,G,2005.Interestratepassthrough:empiricalresultsfortheeuroa rea.GermanEconomicReview.

8 Dickey,D.,Fuller,W.,1979.Distribution oftheestimators forautoregressivetimeserieswithaunitroot.JournaloftheAmericanStatisticalAssoci ation.

9 DominikBernhofer, Till VanTreeck, 20 13.Ne w evidenceofheteroge neous bankinterestratepass–throughintheeuroarea.EconomicModelling.

10 Engle,R.,Granger,C.,1987.Co- integrationanderrorcorrection:representation,estimationandtesting.Econ ometrica.

P a r t 2:BankConcentrationandC o m p e t i t i o n : AnEvolution int h e M a k i n g A ConferenceSponsoredbytheFederalReserveB a n k o f C l e v e l a n d May21-23,2003( J u n , 2004),p p 4 5 3 -

12 Granger,C W J , 1 9 8 3 C o i n t e g r a t e d v a r i a b l e s a n d E r r o r c o r r e c t i o n m o d e l s Dep a rt men t ofEconomicsofUniversityofCaliforniaatSanDiego,di scussionp a p e r N0.8313.

13 Gujarati,D,2003.BasicEconometrics.4 th Edition.NewYork,McGrawHill.

14 Harald SandervàStefanie Kleimeiner,2004.InterestRate Pass- throughinanE n l a r g e d Europe:TheRoleofBankingMarketStructureforMone taryPolicyTransmissioninTransitionCountries.Maastricht ResearchSchoolo f EconomicsofTechnologyandOrganization

15 Hofmann,B,Mizen,P,2004.Interestratepassthroughandmonetarytrans mission:evidencefromindividualfinancialinstitutionsretailrates.E c o n o m e t r i c a

20 MarkJ.Holmes,AnaMariaIregui,JesusOtero,2015.Interestratepassthroughand asymmetriesinretaildepositandlendingrates:Ananalysisu s i n g datafromColombi anbanks.EconomicModelling.

22.MishkinF,1996.TheChannelsofMonetaryTransmission:LessonsforM o n e t a r y Policy.NBERWorkingPaper.

23.MuhamedZulkhibri,2012.P o l i c y ratepass_ throughandtheadjustm entofretailinterestrate:empiricalevidencefromMalaysianFinanciali nstitutions.JournalofAsianEconomics.

( 1 9 9 2 ) M a r k e t S t r u c t u r e a n d t h e N a t u r e o f P r i c e Rigidity:Evidence fromtheMarketfor ConsumerDeposits TheQ u a r t e r l y JournalofEconomi cs,107,657-680.

25 NicholasApergis,A r u s h a Cooray,2 0 1 5 A s y m m e t r i c i n t e r e s t r a t e p a s s - t h r o u g h intheU S , theU K andA u s t r a l i a : Newe v i d e n c e f roms e l e c t e d i n d i v i d u a l b a n k s.J o u r n a l ofM a c r o e c o n o m i c s

26 PaulaAntao, 2009.Theinterestrate passthroughoftheportugueseb a n k i n g s y s t e m : c h a r a c t e r i z a t i o n anddeterminants.B a n k o f p o r t u g a l Workingpapers.

28 SebastianRoelands,2012.AsymmetricInterestRatePassThroughfromM o neta ry P o l i c y : T h e R o l e o f B a n k R e g u l a t i o n.B o w l i n g G r e e n S t a t e University,Universityo f N o t r e Dame.

Probability LS12 LS1T LS3T LS6T LSCV1N LSHD1N LSQDTPC

NullHypothesis:LSCV1Nhas aunitrootExogenous:Constant

LagLength:2(Automatic-basedonSIC,maxlag) t-Statistic Prob.*

Variable Coefficient Std.Error t-Statistic Prob.

R-squared 0.236261 Meandependentvar -0.005530 AdjustedR-squared 0.218361 S.D.dependentvar 0.803851 S.E.ofregression 0.710687 Akaikeinfocriterion 2.184666 Sumsquaredresid 64.64981 Schwarzcriterion 2.272024 Loglikelihood -140.1880 Hannan-Quinncriter 2.220165 F-statistic 13.19882 Durbin-Watsonstat 1.995398 Prob(F-statistic) 0.000000

Phillips-Perronteststatistic -2.353641 0.1570 Test criticalvalues: 1%level -3.479656

Sample(adjusted):2004M062015M07Includedo bservations:134afteradjustments

AdjustedR-squared 0.010671 S.D.dependentvar 0.797784 S.E.ofregression 0.793516 Akaikeinfocriterion 2.390128 Sumsquaredresid 83.11620 Schwarzcriterion 2.433379 Loglikelihood -158.1386 Hannan-Quinncriter 2.407704 F-statistic 2.434489 Durbin-Watsonstat 1.219847 Prob(F-statistic) 0.121087

NullHypothesis:D(LSCV1N,2)hasaunitrootExo genous:Constant

NullHypothesis:D(LSQD,2)hasaunitrootExoge nous:Constant

AugmentedDickey-Fullerteststatistic -9.183499 0.0000 Test criticalvalues: 1%level -3.482453

D(LSQD(-1),2) -5.461057 0.594660 -9.183499 0.0000 D(LSQD(-1),3) 3.352375 0.545354 6.147156 0.0000 D(LSQD(-2),3) 2.281235 0.450618 5.062461 0.0000 D(LSQD(-3),3) 1.415753 0.330362 4.285462 0.0000 D(LSQD(-4),3) 0.719838 0.202213 3.559806 0.0005 D(LSQD(-5),3) 0.301849 0.087893 3.434272 0.0008

R-squared 0.874061 Meandependentvar 0.001181AdjustedR-squared 0.867764 S.D.dependentvar 5.643628S.E.ofregression 2.052261 Akaikeinfocriterion 4.329302Sumsquaredresid 505.4128 Schwarzcriterion 4.486068Loglikelihood -267.9107 Hannan-Quinncriter 4.392994F-statistic 138.8075 Durbin-Watsonstat 1.958937Prob(F-statistic) 0.000000

Sample(adjusted):2004M062015M03Includedo bservations:130afteradjustmentsTrendassumpti on:LineardeterministictrendSeries:LSQD

No.ofCE(s) Eigenvalue Statistic CriticalValue Prob.**

Tracetest indicates2cointegratingeqn(s)atthe0.05level

Max-eigenvaluetest indicates2cointegratingeqn(s)atthe0.05level

Includedobservations:130afteradjustmentsTr endassumption:LineardeterministictrendSerie s:LS1TLSHD

Sample(adjusted):2004M062015M03Includedo bservations:130afteradjustmentsTrendassumpti on:LineardeterministictrendSeries:LS1TLSCV

Sample(adjusted):2004M062015M03Includedo bservations:130afteradjustmentsTrendassumpti on:LineardeterministictrendSeries:LS3TLSHD

Sample(adjusted):2004M062015M03Include dobservations:130afteradjustmentsTrendassu mption:Lineardeterministictrend

Sample(adjusted):2004M082015M07Included observations:132afteradjustmentsStandarderror sin( ) &t-statisticsin[ ]

D(LSCV1N)=A(1,1)*(B(1,1)*LSCV1N(-1)+B(1,2)*LSQD(-1)+B(1,3)*@TREND(04M05)+ B(1,4))+C(1,1)*D(LSCV1N(-1))+C(1,2)*D(LSCV1N(-2))+C(1,3)*D(LSQD(-1))

D(LSQD)=A(2,1)*(B(1,1)*LSCV1N(-1)+B(1,2)*LSQD(-1)+B(1,3)*@TREND(04M05)+ B(1,4))+C(2,1)*D(LSCV1N(-1))+C(2,2)*D(LSCV1N(-2))+C(2,3)*D(LSQD(-1))

D(LSCV1N)=A(1,1)*(B(1,1)*LSCV1N(-1)+B(1,2)*LS3T(-1)+B(1,3)*@TREND(04M05)+ B(1,4))+C(1,1)*D(LSCV1N(-1))+C(1,2)*D(LSCV1N(-2))+C(1,3)*D(LS3T(-1))

B(1,4))+C(2,1)*D(LSCV1N(-1))+C(2,2)*D(LSCV1N(-2))+C(2,3)*D(LS3T(-1))+C(2,4)*D(LS3T(- 2))+C(2,5)+C(2,6)*@TREND(04M05)

0.00478343880291*@TREND(04M05)-4.68252583641)+0.485982843528*D(LSCV1N(-1))+ 0.116547280183*D(LSCV1N(-2))-0.209054164269*D(LS3T(-1))-0.0877719018081*D(LS3T(- 2)) +0.106765260417-0.00192388943675*@TREND(04M05)

Sample(adjusted):2004M082015M07Includedo bservations:132afteradjustmentsStandarderrorsi n( ) &t-statisticsin[ ]

Adj.R-squared 0.449005 0.253451 Sumsq.resids 40.59404 358.2355 S.E.equation 0.569870 1.692892

D(LSHD1N)=A(1,1)*(B(1,1)*LSHD1N(-1)+B(1,2)*LSQD(-1)+B(1,3)*@TREND(04M05)+ B(1,4))+C(1,1)*D(LSHD1N(-1))+C(1,2)*D(LSHD1N(-2))+C(1,3)*D(LSQD(-1))

D(LSQD)=A(2,1)*(B(1,1)*LSHD1N(-1)+B(1,2)*LSQD(-1)+B(1,3)*@TREND(04M05)+ B(1,4))+C(2,1)*D(LSHD1N(-1))+C(2,2)*D(LSHD1N(-2))+C(2,3)*D(LSQD(-1))

D(LSHD1N)=A(1,1)*(B(1,1)*LSHD1N(-1)+B(1,2)*LS3T(-1)+B(1,3)*@TREND(04M05)+ B(1,4))+C(1,1)*D(LSHD1N(-1))+C(1,2)*D(LSHD1N(-2))+C(1,3)*D(LS3T(-1))+C(1,4)*D(LS3T(- 2))+C(1,5)+C(1,6)*@TREND(04M05)

B(1,4))+C(2,1)*D(LSHD1N(-1))+C(2,2)*D(LSHD1N(-2))+C(2,3)*D(LS3T(-1))+C(2,4)*D(LS3T(- 2))+C(2,5)+C(2,6)*@TREND(04M05)

0.0124347030566*@TREND(04M05)+0.0234310037875)+0.437752517926*D(LSHD1N(-1)) +0.101715731617*D(LSHD1N(-2))-0.182540742695*D(LS3T(-1))-0.0841445615088*D(LS3T(- 2))+0.0936381419145-0.00169887170364*@TREND(04M05)

AdjustedR-squared 0.329746 S.D.dependentvar 0.767719S.E.ofregression 0.628524 Akaikeinfocriterion 1.960689Sumsquaredresid 49.38036 Schwarzcriterion 2.113564Loglikelihood -122.4054 Hannan-Quinncriter 2.022810F-statistic 11.74138 Durbin-Watsonstat 1.689707Prob(F-statistic) 0.000000

AdjustedR-squared 0.389819 S.D.dependentvar 0.767719S.E.ofregression 0.599697 Akaikeinfocriterion 1.866787Sumsquaredresid 44.95452 Schwarzcriterion 2.019663

Dữliệuvàlựachọnmẫu

Cơsởdữliệuthuthậptừwebsite củaIMF,Ngânhàngnhànư ớ cv ềlãisuất huyđộng, lãi suấtchovayvàcác loại lãisuấtthịtrường,lãi suấttrái phiếuc h í n h p h ủt r o n g g i a i đoạnt ừt h á n g 5 n ă m 2 0 0 4 đ ế n t h á n g 7 n ă m 2 0 1

Nguyênnhântác giảlựachọnt h ời giannghiêncứutừtháng5năm2004đếntháng7năm2015làvìtrongkhoảngthờigi annàylãisuấtthịtrường,lãisuấthuyđộngvàchovaycónhữngbiếnđộng,vàảnhhưởngr õrệtđếnnềnkinhtế.Điềunàythíchhợpchoviệchồiquy,xemxétnghiêncứucácmối quanhệc ủacácchuỗibiến.Vídụnhưtrongthờikỳ2008–

2013khilãisuấttăng,lúc nàycácngânhàngdễdànghuyđôngđượcnhiềuvốnhơnvàchovayđượcít.Trong thờikỳ2014–

2015,khilãisuấtgiảm,lúcnày,cácngânhànghuyđộngg i ảmvàviệcchovạysẽcóxu hướngtănglên.Vìngườichovaysẽtìmkiếmc á c cơhộiđầutưmớitrongnềnkin htế;trongkhicácdoanhnghiệpsẽcóxuhướngđầutưsảnxuấtkinhdoanh.

Phương pháp nghiêncứu

Môhìnhthểhiệnmốiquanhệcânbằngtrongdàihạncủalãisuấtthịtrường đếnlãisuấthuyđộng,chovay(Môhình1)

Lãi suất thị trường mà tác giả đề cập trong bài viết này là lãi suất liên ngân hàng, cụ thể là lãi suất kỳ hạn 3 tháng và 6 tháng, nhằm tìm hiểu sự truyền dẫn từ lãi suất thị trường sang lãi suất tiền gửi ở nhiều kỳ hạn khác nhau Tác giả sử dụng lãi suất liên ngân hàng làm đại diện cho biến lãi suất thị trường Các kỳ hạn được xem xét bao gồm lãi suất liên ngân hàng qua đêm, 1 tuần, 2 tuần, 1 tháng, 3 tháng, 6 tháng và 12 tháng Đối với lãi suất liên ngân hàng kỳ hạn 1 tháng, tác giả lấy theo thời điểm lãi suất ngày cuối cùng của tháng đó, tương tự cho các kỳ hạn khác.

 Lãisuấthuyđộng:làtỷlệgiữasốtiềnlãivớisốvốnhuyđộng.Đượclấytheoth án g L ã i s u ấthuyđ ộ n g v à c h o vayb ì n h q u â n n ă m đ ư ợ c t í n h t h e o p h ư ơ n g p h á p bình quânsốhọcgiảnđơn.

 Lãisuấtchovay:làtỷlệg iữasốtiềnlãivàsốtiềnchovay.Đ ư ợ clấytheot h á n g L ã i s u ấthuyđ ộ n g v à c h o vayb ì n h q u â n n ă m đ ư ợ c t í n h t h e o p h ư ơ n g p h á p bìn hquânsốhọcgiảnđơn.

 Tráiphiếuchínhphủ:tráiphiếuchínhphủcáckỳhạndài( 2 , 3,5năm)vàcũngđ ư ợ cthut hậpvàocuốimỗitháng.

Mốiquanhệcânbằngdàihạngiữalãisuấtlãisuấtthịtrườngvớilãisuấthuyđộngv àchovayđượcgiảithíchquamôhình: yt=α0+α1xt+εt(1) Trongđó,ytlàlãisuấttiềngửihoặclãisuấtchovay.xtđạidiệncholãisuấtthịtr ườngtươngứnghoặclãisuấtthịtrườngliênNH,εtlàphầnsaisố.α0vàα1làcáctham sốtrongmốiquanhệcânbằng.CácchuỗidữliệulãisuấtđượckỳvọnglàtổhợpI( 1)vàsaisốlàchuỗidừngI(0).Hệsốα1đolườngmứcđộtruyềndẫndàihạn.Nếuα1 1gọilàtruyềndẫnhoàntoàn,α11gọilà truyềndẫnquá mức.

G r a n g e r ( n h i ề u thôngsốhồiquybịlệch),phươngphápPhillipsvàLoretanđượ cápdụngbằngcách hồiquyđồngthời2phươngtrình:

Liu(2008)đãđềnghịápdụngphươngphápPhillipsvàLoretan(1991)khiđưavàophươ ngtrìnhướclượngbiếntrễ(xt- k)vàbiếntới(xt+i).Ướclượngngụýmốiquanhệđộngphituyến.

- d1k: làhệsốđo lườngtốc độđiềuchỉnhvềmứclãisuấtcân bằngdài hạntrễkkỳ. Phươngtrình(1c)đãđượcbổsungcácyếutốmôphỏngmốiquanhệcânbằnggiữa lãisuấtthịtrườngvàlãisuấthuyđộngvàchovayvớinhữngthayđổiđộ ngcủalãisuấtthịt rườngtrongquákhứ,hiệntạivàtươnglai.Quátrìnhnàychobiếtphảnứngcủathịtrư ờngđốivớichênhlệchtrongquákhứcủalãisuấtkhỏivịtrícânbằngdàihạn.

3.2.2.2 Môhình: Đểphântíchnhữngthayđổicủalãisuấthuyđộng,chovaytr on g ngắnh ạn đápứnglạivớinhữngthayđổicủalãisuấtthịtrường,tácgiảđãsửdụngmôhì nhhiệuchỉnhsaisốECMcódạngtổngquátnhưsau: Δxy t =β 0 Δxx t +δ(y t-1 –α 0 –α 1 x t-1 )+Ʃ q β i Δxx t-i p i=1 γ i Δxy t-i +v t

- δ:làtốcđộđiềuchỉnhtrongngắnhạnkhilãisuấtlệchkhỏigiátrịcânbằng.Dấu của δkỳvọngmanggiá trịâmdobản chấtquaytrởlạitrạngthái cânbằngcủalãisuất.Trịtuyệtđốicủaδcànglớnhàm ýtốcđộđiềuchỉnhvềtrạngtháicânbằngcàngnhanh.

- βivàγilàilàcáchệsốđiềuchỉnhđộng.Phầnkiểmsoátthểhiệnthayđổic ủ a lãis uấthuyđộng,chovayởhiệntạiđ ượ c giảithíchbởinhữngthayđổitrongquák hứcủachínhnóvàcủalãisuấtthịtrường.

Môhìnhtruyềndẫnbấtđốixứngtrongngắnhạncủalãisuấtthịtrườngđến lãisuấthuyđộngvàchovay

3.2.3.1 Môtảbiến Đểkiểmđịnhsựtồntạicủa sựđiềuchỉnhbấtđối xứng trong lãi suấthuyđộngvàchovay,tácgiảthêmmộtbiếngiảλvàophươngtrìnhởmôhình 2.Vớiquyướcλ=1nếulãisuấthuyđộng,chovaynằmtrênmứccânbằngdàihạn(p hầndưcủamôhìnhcânbằngdàihạnεt-

1>0),vàλ=0nếulãisuấthuyđộ ng ,chovaynằmdướimứccânbằngdàihạn(phầndưc ủamôhìnhcânbằngd à i hạn