Cau Tien&He Qua Doi Voi VN

8/3/2019 Cau Tien&He Qua Doi Voi VN

http://slidepdf.com/reader/full/cau-tienhe-qua-doi-voi-vn 1/230

Bé GI¸O DôC Vµ §µO T¹OBé GI¸O DôC Vµ §µO T¹OBé GI¸O DôC Vµ §µO T¹OBé GI¸O DôC Vµ §µO T¹O Tr− Tr− Tr− Tr−êng §¹i häc kinh tÕ quèc d©n êng §¹i häc kinh tÕ quèc d©n êng §¹i häc kinh tÕ quèc d©n êng §¹i häc kinh tÕ quèc d©n

---------------------

hµ quúnh hoahµ quúnh hoahµ quúnh hoahµ quúnh hoa

CÇU VÒ TIÒN Vµ HÖ QU¶§èI VíI CHÝNH S¸CH TIÒN TÖ ë VIÖT NAM

Chuyªn ngµnh: Kinh tÕ, Qu¶n lý & KÕ ho¹ch hãa KTQD

M· sè: 5.02.05

Ng−êi h−íng dÉn khoa häc:

1 PGS TS NguyÔn Kh¾c Minh



Bé GI¸O DôC Vµ §µO T¹OBé GI¸O DôC Vµ §µO T¹OBé GI¸O DôC Vµ §µO T¹OBé GI¸O DôC Vµ §µO T¹O Tr− Tr− Tr− Tr−êng §¹i häc kinh tÕ quèc d©n êng §¹i häc kinh tÕ quèc d©n êng §¹i häc kinh tÕ quèc d©n êng §¹i häc kinh tÕ quèc d©n

---------------------

hµ quúnh hoahµ quúnh hoahµ quúnh hoahµ quúnh hoa

CÇU VÒ TIÒN Vµ HÖ QU¶

§èI VíI CHÝNH S¸CH TIÒN TÖ ë VIÖT NAM

Chuyªn ngµnh: Kinh tÕ hc

M· sè: 62.31.03.01

Ng−êi h−íng dÉn khoa häc:

1. PG Ngư i hư ng d n khoa h c:

1. PGS.TS TRN TH T

2. TS. PHM TH THU





MC LC

LI CAM OAN

MC LC

DANH MC CÁC CH VIT TT

DANH MC CÁC BNG

DANH MC CÁC HÌNH PHN M U

CHƯƠ NG 1. TNG QUAN V NGHIÊN C U CU TIN VÀ H QU

I V I CHÍNH SÁCH TIN T.........................................................................

1.1. TNG QUAN V LÝ THUYT CU TIN...............................................

1.2. TNG QUAN V NGHIÊN C U CU TIN MT S NƯC TRÊN

TH GII..............................................................................................................

1.3. H QU CA NGHIÊN C U CU TIN I VI CSTT......................

CHƯƠ NG 2. TH C TRNG V CHÍNH SÁCH TIN T, CÁC NHÂN T

NH HƯ NG N CHÍNH SÁCH TIN T VIT NAM.............................

2.1. TH C TRNG V CHÍNH SÁCH TIN T T NĂM 1990 N NAY..

2.2. MT S NHÂN T NH HƯNG TI CSTT VIT NAM................CHƯƠ NG 3. NGHIÊN C U CU TIN VÀ Ư C LƯ NG HÀM CU

TIN VIT NAM.................................................................................................

3.1. TH C TRNG V NGHIÊN C U CU TIN VIT NAM.................

3.2. ƯC LƯNG HÀM CU TIN CHO VIT NAM...................................

CHƯƠ NG 4. NG DNG KT QU NGHIÊN C U CU TIN TRONG

HOCH NH CHÍNH SÁCH TIN T VIT NAM.....................................

4.1. TRONG VIC L A CHN MC TIÊU CA CSTT..................................

4.2. TRONG VIC L A CHN CÔNG C CA CSTT....................................

4.3. TRONG VIC NÂNG CAO IU KIN TH C THI CSTT HIU QU...

10

10

21

38

57

57

90

112

112

120

154

154

160

163



DANH MC CÁC CH VIT TT

Vit tt Nguyên văn

NHNN Ngân hàng Nhà nư c

NHTW Ngân hàng Trung ươ ng

FED Cc d tr Liên bang M (Federal Reserve System)

NHTM Ngân hàng thươ ng mi

NHTM CP Ngân hàng thươ ng mi c phn

NHTM NN Ngân hàng thươ ng mi Nhà nư c

NHNo& PTNT Ngân hàng Nông nghip và Phát trin nông thôn

CSTT Chính sách tin t

NSNN Ngân sách Nhà nư c

CCTT Cán cân thanh toán

VN Vit Nam ng

USD ôla M



M2

Tng phươ ng tin thanh toán (tng lư ng tin mt ngoàih thng ngân hàng + tin gi bng VN và bng ngoi

t ca dân cư, DN ti các NHTM)

MB

Tng khi lư ng tin cơ s (tin mt ngoài NHNN và tin

gi ca các t chc tín dng ti NHNN) (Monetary Base)

MS Tng cung ng tin t (Money supply)

TTTC Th trư ng tài chính

ECM Mô hình hiu chnh sai s (Error Correction Model)

VECM

Mô hình véc tơ hiu chnh sai s

(Vector Error Correction Model)

PAM

Mô hình hiu chnh tng phn

(Partial Adjustment Model)

VAR Mô hình véc tơ t hi quy (Vector Autoregressive Model)

IMF Qu tin t quc t (International Monetary Fund)

WTO T chc thươ ng mi th gi i (World Trade Organization)

GSO Tng cc thng kê (General Statistics Office)

Vin nghiên cu qun lý kinh t trung ương



DANH MC CÁC BNG

Bng 2.1. Tăng trư ng kinh t, lm phát, tc tăng M2 và tăng

trư ng tín dng t năm 1990- 1998......................................

Bng 2.2. Tăng trư ng kinh t, lm phát, tc tăng M2 và tăng

trư ng tín dng t năm 1999- 2006.....................................

Bng 2.3. T l d tr bt buc năm 2005 và 2006...............................

Bng 2.4. Mc gia tăng t giá ca nghip v hoán i ngoi t

(áp dng t ngày 16/08/2001)..............................................

Bng 2.5. Mc tiêu và thc tin thc hin ca CSTT

t năm 1993 n nay............................................................

Bng 2.6. Các công c ca chính sách tin t........................................

Bng 2.7. Doanh s nghip v th trư ng m và t trng giá tr giaodch thi trư ng m v i GDP t năm 2000 n nay..............

Bng 2.8. Thu chi Ngân sách nhà nư c so v i GDP (%) Th i kỳ

1991-1999............................................................................

Bng 2.9. Thu chi Ngân sách nhà nư c so v i GDP (%)Th i kỳ 2000-2006...............................................................

Bng 2.10. Cơ cu ngun bù p thâm ht Ngân sách nhà nư c

(% so v i thâm ht) ............................................................

58

64

74

81

83

84

87

92

92

94



Bng 2.13. T trng tin gi ngoi t trên vn huy ng ti các

NHTM thành ph Hà ni và H Chí Minh.......................

Bng 3.1. Kt qu ư c lư ng cu tin ca TS Võ Trí Thành và

Suiwah Leung.......................................................................

Bng 3.2. Kt qu ư c lư ng cu tin ca Phm Quc Thng...............

Bng 3.3.Kt qu ư c lư ng cu tin (lnM1) ca ng Chí Trung ......

Bng 3.4. Kt qu nghiên cu cu tin ca Hà Quỳnh Hoa...................

Bng 3.5. Kt qu Kim nh lng nhau cho lnm1r chn aninfe......

Bng 3.6. Kt qu kim nh Unit Root- ADF cho các chui s liu

trong hàm cu tin M1...........................................................

Bng 3.7. Kt qu kim nh ng tích h p cho hàm cu tin M1........

Bng 3.8. Kt qu kim nh ngoi sinh yu cho hàm cu tin M1.......

Bng 3.9. Kt qu ư c lư ng mô hình cu tin M1 ngn hn ...............


trong hàm cu tin M2...........................................................

Bng 3.11. Kt qu kim nh ng tích h p cho hàm cu tin M2......

Bng 3.12. Kt qu kim nh ngoi sinh yu cho hàm cu tin M2.....

Bng 3.13. Kt qu ư c lư ng mô hình cu tin M2 ngn hn ............

Bng 4.1. Tc tăng ca M2 thc t và theo công thc xác nh

cung ng tin t tăng thêm ca NHNN t năm 1996

107

113

114

115

115

126

128

129

134

135

142

143

146

148

157



DANH MC CÁC HÌNH

Hình 2.1. Doanh s giao dch nghip v th trư ng m t

12/7/2000 n 2006..............................................................

Hình 3.1. Giá tr hi quy ca hàm cu tin dài hn M1 ư c lư ngư c và giá tr thc t............................................................

Hình 3.2. Véc tơ ng tích h p 1 cho M1..............................................

Hình 3.3. Tc chu chuyn ca tin trong th i gian 1994-2006.........

Hình 3.4. Kim nh CUSUM và CUSUM- Squares cho tính n nhca hàm cu tin M1 ngn hn.............................................

Hình 3.5. Kt qu kim nh tính n nh ca các h s trong hàm cu

tin ngn hn M1...................................................................

Hình 3.6. Giá tr hi quy ca hàm cu tin dài hn M2 ư c lư ng

ư c và giá tr thc t............................................................

Hình 3.7. Véc tơ ng tích h p 1 cho M2..............................................

Hình 3.8. Kim nh CUSUM- Squares cho tính n nh ca hàm cu

tin M2 ngn hn...................................................................

Hình 3.9. Kt qu kim nh tính n nh ca các h s trong hàm cu

tin ngn hn M2...................................................................

79

130

130

132

138

139

144

144

149

150



PHN M U

1. S cn thit ca tài:

Cu tin óng mt vai trò quan trng trong phân tích các chính sách

kinh t v ĩ mô, c bit trong vic la chn hành ng ca chính sách tin t.

Cu tin n nh s giúp cho các nhà hoch nh chính sách tin t có th d báo ư c nhu cu tin ca nn kinh t và ưa ra nhng quyt nh liên quan

n cung ng tin áp ng ư c nhu cu nhưng không gây ra nhng bt n

cho th trư ng tin t nói riêng và nn kinh t nói chung. ó chính iu kin

tiên quyt cho mt chính sách tin t hiu qu.

Chính vì s quan trng ca cu tin trong vic hoch nh và thc thi

chính sách tin t mà trong vài thp k qua, các nghiên cu v mt lý thuyt

cũng như thc nghim v cu tin ã ư c thc hin khá nhiu trên th gi i.

Tuy nhiên, phn l n các nghiên cu ư c thc hin các nư c phát trin, c

bit là Anh, M và rt ít nghiên cu ư c thc hin các nư c ang pháttrin. Nhng năm gn ây trư c tác ng ca ch t giá th ni, xu hư ng

toàn cu hóa th trư ng vn, t do hóa khu vc tài chính, ci cách các th

trư ng ni a các nư c ang phát trin ngày càng tăng, thì vic nghiên cu

cu tin ngày càng ư c các Ngân hàng Trung ươ ng, các nhà hoch nh

chính sách, các nhà nghiên cu quan tâm nhiu hơ n và thc s ã tr thành

vn th i s quc gia.

Vit Nam t năm 1986, sau khi Vit Nam bt u thc hin công



2

lnh Ngân hàng vào tháng 5 năm 1990, theo ó h thng ngân hàng mt cp

chuyn thành mô hình h thng ngân hàng hai cp: Ngân hàng Nhà nư c VitNam thc hin chc năng qun lý nhà nư c v tin t và thc thi chính sách

tin t, còn h thng ngân hàng thươ ng mi thc hin chc năng kinh doanh

tin t. T ó n nay, h thng tài chính Vit Nam, nht là Ngân hàng Nhà

nư c và khu vc ngân hàng thươ ng mi tip tc ư c ci cách, tng bư c

hoàn thin nhm áp ng nhu cu phát trin ca t nư c. V i c im cath trư ng tài chính Vit Nam ch yu là da vào ngân hàng thì s i m i và

phát trin ca Ngân hàng Nhà nư c và các công c chính sách tin t mà

Ngân hàng Nhà nư c s dng qun lý hot ng ca h thng ngân hàng

thươ ng mi có vai trò vô cùng quan trng.

Trư c năm 1999, thc thi chính sách tin t, Ngân hàng Nhà nư c

ch yu s dng các công c trc tip như hn mc tín dng (s dng trư c

năm 1998) và lãi sut hơ n là các công c chính sách tin t hin i. T năm

1999 n nay, vic thc thi chính sách tin t ã ư c dn chuyn sang s

dng các công c gián tip là th trư ng m (bt u s dng năm 2000), táichit khu, và d tr bt buc. Tuy nhiên, vic thc thi chính sách tin t ca

Ngân hàng Nhà nư c v thc cht hin nay vn ang trong quá trình chuyn

i t iu hành trc tip sang tác ng gián tip t i các mc tiêu trung gian

ca chính sách tin t. i ngũ cán b thc hin chính sách tin t chưa có

nhiu kinh nghim ang trong quá trình va hc va làm. Hiu bit chung cacng ng tài chính v các nghip v cũng như cách thc tham gia rt khác

nhau và chưa sâu. Bên cnh ó, tính t ch ca Ngân hàng Nhà nư c còn hn

ch cùng vi s hn ch v thông tin và d báo cung cu tin t nên ã làm



3

ca Ngân hàng Nhà nư c thì vic nghiên cu cu tin và d báo cu tin là rt

cn thit Vit Nam. Tuy vy, cho n nay s lư ng các nghiên cu chínhthc v cu tin Vit Nam là tươ ng i ít, hiu qu ng dng trong iu

hành chính sách tin t còn rt hn ch.

Trên th gi i, cu tin ư c nghiên cu nh lư ng t trư c nhng năm

1970. Tuy nhiên, cùng v i s phát trin ca k thut kinh t lư ng thì các mô

hình cu tin ư c ư c lư ng ngày càng phn ánh úng n thc tin hơ n và

các h s ư c lư ng ư c có ý ngh ĩ a kinh t hơ n. Trư c nhng năm 1980, các

nghiên cu thc nghim v cu tin u s dng mô hình hiu chnh tng

phn (PAM). Trong mô hình ó, cu tin là hàm ca bin quy mô và mt s

bin chi phí cơ hi. ng th i th hin s iu chnh sai lch gia khi

lư ng tin thc t nm gi và khi lư ng cu tin dài hn do s iu chnh

ca chi phí nm gi tin trong hàm cu tin cũng có mt bin tr. Tuy nhiên,

các nghiên cu thc nghim cho nn kinh t M v i dãy s liu sau chin

tranh th gi i ln th II cho thy cu tin không n nh vào nhng năm 1970

(hin tư ng ó ư c gi là hin tư ng missing money). S không n nh cahàm cu tin cũng xy ra khi nghiên cu các nư c công nghip khác

nhng năm ó. Nguyên nhân ca hin tư ng missing money trong ư c lư ng

cu tin là do có s ci cách tài chính trong nhng năm 1970 và s không phù

h p trong cu trúc iu chnh tng phn ca mô hình cu tin. Sau nhng năm

1970, mô hình ư c lư ng cu tin ã ư c iu chnh phù h p hơ n.

Mô hình ư c s dng ph bin trong ư c lư ng cu tin vào nhng

năm 1980 là mô hình hàng tn kho (BSM- Buffer stock model), nhng năm



4

mô hình ECM ư c s dng nhiu trong vic ư c lư ng cu tin trên th gi i

vào nhng năm 1990.T cui nhng năm 1990 n nay thì các nghiên cu thc nghim v

cu tin cho thy rng vic áp dng mô hình tuyn tính trong ư c lư ng cu

tin không còn phù h p mt s nư c khi có s phát trin mnh m ca h

thng tài chính, s thay i cơ cu thành t cu tin, khng hong du m,

thay i th ch chính sách, bin ng chu kỳ kinh t và thm chí là c nhng

nh hư ng phát trin kinh t c th mà các can thip chính sách phi ư c

thc hin nhanh và mnh v lãi sut, cung tin và khi lư ng tín dng. Nhng

thay i ó gây ra nh hư ng t ngt t i hàm cu tin và các dãy s th i

gian xut hin quan h phi tuyn. ó là cơ s thc tin cho mt s nghiên cu

thc nghim hàm cu tin phi tuyn hin nay trên th gi i. Chng hn như

nghiên cu cu tin ài Loan (1962- 1996) ca Huang, Lin và Cheng năm

2001 cho thy khi chính ph có s iu tit và kim soát cht s bin ng

ca lãi sut tin gi và ch s giá tiêu dùng thì s can thip quá mc ca chính

ph t ư c mc tiêu ra làm cho quan h gia các bin gii thích cutin là quan h phi tuyn. Nghiên cu cu tin ca Trung Quc giai on

1987- 2004 do Darran Austin và Bert Ward thc hin năm 2006 cho thy nn

kinh t trong quá trình ci cách h thng tài chính và lm phát có bin ng

chu kỳ thì các nhân t nh hư ng t i cu tin không theo quan h tuyn tính.

Vit Nam, cho n th i im này, s lư ng các nghiên cu nh

lư ng v cu tin ư c thc hin là rt ít. Phươ ng pháp ư c lư ng m i ch

dng li vic ư c lư ng mô hình cu tin tuyn tính. Phm Quc Thng



5

s trong mô hình ư c ly theo quý nên s quan sát l n kt qu ư c

lư ng có ý ngh ĩ a thng kê và có th s dng d báo ư c. Tuy nhiên, ư clư ng s dng phươ ng trình ng tích h p ơ n cho ba dãy s th i gian nên có

th b sót véc tơ ng tích h p khác. Nghiên cu ca ng Chí Trung (2004)

xét cu tin theo tháng (1991:T1- 2002: T12) theo mô hình PAM và ưa thêm

bin gii thích m i so v i mô hình ca Hà Quỳnh Hoa, ó là nh hư ng ca

t giá hi oái thc t n nhu cu nm gi tin. Qua ó có th thy cácnghiên cu cu tin nư c ta là còn ít và ng dng các kt qu ó vào vic

hoch nh chính sách tin t là rt hn ch. Các nghiên cu cũng ch dng li

vic ưa ra các h s nh hư ng ca các nhân t nh hư ng t i cu tin mà

chưa nêu ra ư c mi liên h v i chính sách tin t ca Ngân hàng Trung

ươ ng nhm giúp cho Ngân hàng Trung ươ ng kim soát cu tin và iu hành

chính sách tin t t hiu qu.

Vy, nguyên nhân ca vn ó là do âu? Mun tr l i ư c câu hi

ó chúng ta cn phi xem xét sâu hơ n nhng vn có liên quan n thc

trng phát trin ca th trư ng tài chính, môi trư ng kinh t v ĩ mô, ... t óla chn ư c các bin s phù h p nht v lý thuyt và thc tin. Qua ó, có

th ư c lư ng mt hàm cu tin phù h p hơ n, có kh năng gii thích tt hơ n

và t ó ưa ra ư c nhng h qu i v i chính sách tin t cho Vit Nam.

ó chính là g i ý cho vic la chn tài nghiên cu là: "C u v ti n

và h qu i v i chính sách ti n t Vi t Nam".

2. Mc ích nghiên c u:

Mc ích ca lun án bao gm:



6

- Phân tích thc trng thc thi chính sách tin t ca Ngân hàng Nhà

nư c thy ư c nhng hn ch trong vic iu hành cũng như các nhân t nh hư ng n hiu qu ca CSTT và cu tin Vit Nam,

- Ư c lư ng li hàm cu tin M1 cho Vit Nam v i các bin gii thích

tt hơ n và s dng phươ ng pháp ư c lư ng ưu vit hơ n các phươ ng pháp ã

s dng trong ư c lươ ng cu tin Vit Nam.

- Ư c lư ng hàm cu tin M2

- ưa ra các khuyn ngh trong vic hoch nh chính sách tin t

Vit Nam trên cơ s nghiên cu cu tin.

3. i tư ng và phm vi nghiên c u

t ư c nhng mc ích nghiên cu nêu trên lun án hư ng t i

nhng i tư ng và xem xét phm vi nghiên cu như sau:

* i t ư ng nghiên c u

- Cách thc hoch nh và thc thi chính sách tin t

- Các nhân t nh hư ng t i nhu cu nm gi tin.

- H qu i v i chính sách tin t

* Phm vi nghiên c u

- Chính sách tin t t năm 1990 n nay. T khi mà h thng ngân

hàng Vit Nam ư c tách thành hai cp và các công c chính sách tin t ca

mt ngân hàng trung ươ ng hin i bt u ư c hình thành.

- Ư c lư ng hàm cu tin M1 cho giai on 1994- 2006. Mc ca th i





8

• Phươ ng pháp phân tích kinh t lư ng: lun án s dng phươ ng

pháp ư c lư ng theo mô hình véc tơ t hi quy VAR (Vector AutoRegressive model) và mô hình véc tơ hiu chnh sai s

VECM (Vector Error Correction) cho vic nghiên cu thc

nghim cu tin Vit Nam giai on 1994- 2006.

5. Ý ngh ĩ a khoa hc ca lun án

Lun án v i tài 'C u v ti n và h qu i v i chính sách ti n t

Vit Nam' khi t ư c nhng mc tiêu nghiên cu t ra s có mt s óng

góp không ch cho nhng ngư i nghiên cu sau v cu tin mà còn có th ưa

ra ư c nhng khuyn ngh cho vic iu hành chính sách tin t, c th:

- Lun án h thng hóa ư c các lý thuyt cu tin t trư ng phái kinht hc c in n nay cùng v i thc trng nghiên cu cu tin các nư c.

Qua ó rút ra nhng vn ny sinh khi nghiên cu thc nghim cu tin, to

cơ s cho các nghiên cu m rng hơ n sau này v cu tin.

- Hoàn thin phươ ng pháp phân tích nh lư ng các nhân t nh hư ng

t i nhu cu nm gi tin ca Vit Nam.

- Phân tích thc trng v vic hoch nh thc thi chính sách tin t

Vit Nam t năm 1990 n nay.

- ng dng kt qu phân tích cu tin cho vic hoch nh chính sách

tin t Vit Nam .

6. B cc ca lun án

Ngoài l i m u, kt lun và danh mc các tài liu tham kho lun án



9

Chươ ng 2: Thc trng v chính sách tin t, các nhân t nh hư ng t i

chính sách tin t Vit NamChươ ng 3: Nghiên cu cu tin và ư c lư ng hàm cu tin Vit Nam

Chươ ng 4: ng dng kt qu nghiên cu cu tin trong hoch nh

chính sách tin t Vit Nam



10

Chươ ng 1

TNG QUAN V NGHIÊN C U CU TINVÀ H QU I V I CHÍNH SÁCH TIN T

Cu v tin n nh là mt trong nhng yu t quan trng Ngân

hàng Trung ươ ng có th ưa ra chính sách tin t và iu hành chính sách tint t hiu qu tt. Vì l ó mà trên th gi i cu v tin ã ư c nghiên cu t

rt lâu. Vy, thc t ó như th nào chúng ta s cp t i trong phn nghiên

cu này.

1.1. TNG QUAN V LÝ THUYT CU TIN

Các lý thuyt cu tin u ư c xây da trên vic xem xét vai trò và

chc năng ca tin. Thông thư ng khi nói n các chc năng ca tin ngư i ta

thư ng cp t i 3 chc năng: tin là phươ ng tin trao i, tin là phươ ng

tin ct tr giá tr, tin là phươ ng tin hch toán. Trong ba chc năng ó thì

chc năng th 3 ca tin cũng ging như chc năng rt nhiu các phươ ng tinkhác có th s dng ghi chép, tính toán. Do ó, thc hin công vic

hch toán thì không nht thit phi s dng phươ ng tin là tin. Chính vì lý do

ó mà các lý thuyt cu tin hu như ch xem xét chc năng phươ ng tin trao

i và phươ ng tin ct tr giá tr. Chng hn như lý thuyt cu tin ca trư ng

phái kinh t hc c in ưa ra da trên chc năng phươ ng tin trao i catin,... Sau ây, chúng ta s xem xét các lý thuyt cu tin t trư ng phái kinh

t hc c in cho n nay thy ư c quan nim các trư ng phái kinh t

hc v chc năng ca tin và các nhân t nh hưng n nhu cu nm gi tin



11

1.1.1. Lý thuyt cu tin ca trư ng phái Kinh t hc c in

K t các nhà kinh t hc c in thì tin có th có bn chc năng: tinlà phươ ng tin trao i, phươ ng tin ct tr giá tr, ơ n v hch toán và

phươ ng tin ghi chép các khon n . Tuy nhiên, v i quan im chung ca

các nhà kinh t c in, các th trư ng trong nn kinh t u t ng iu

chnh n trng thái cân bng và giá c luôn iu chnh linh hot m bo cho

trng thái cân bng ư c thit lp nên tin trong nn kinh t ch là phươ ng

tin trao i.

Do vy, các lý thuyt cu tin ca trư ng phái c in u nhm vào

vic gii thích cu tin v i chc năng tin là phươ ng tin trao i. Nhà kinh t

hc c in u tiên ưa ra lý thuyt v cu tin là Leon Walras và tip ó làMill năm 1848 [60], Wicksell năm 1906 [92], Fisher năm 1911 [24],...

Thc t các lý thuyt c in không cp trc tip n cu tin mà

h cp t i cu tin gián tip trong lý thuyt s lư ng thông qua vic phân

tích “tc chu chuyn ca tin”- s ln mà mt ơ n v tin t thc hin giao

dch trong mt khong th i gian. n năm 1917, các nhà kinh t hc c in

thuc trư ng phái Cambridge mà i din là Pigou (1917) [70] và Marsall

(1923) [56] m i chính thc cp n nhu cu nm gi tin.

Pigou nghiên cu cu tin theo cách tip cn s dư tin, ông ơ n gin

hoá vic nghiên cu cu tin bng gi nh mi cá nhân có khi lư ng tài sn,khi lư ng giao dch, và thu nhp ít nht là trong mt khong th i gian ngn

s thay i theo mt t l n nh v i nhau. V i nhng yu t khác không i,

cu tin danh ngh ĩ a ca mi cá nhân (Md) cũng như cu tin ca c nn kinh



12

Các cách tip cn tân c in v cu tin

Các nhà kinh t hc tân c in cũng xem xét vai trò cơ bn ca tin làphươ ng tin trao i trong phân tích cu tin. Tin, theo h, ư c mi ngư i

tìm kim và nm gi vì nó áp ng nhu cu mua bán hàng hoá và dch v.

Tin là th yêu thích mang tính kinh t vì nó ư c chi tiêu và luân chuyn

trong nn kinh t. Tuy vy, h không b qua chc năng ct tr giá tr ca tin

nhưng h li không cp trc tip n vai trò ca lãi sut- chi phí cơ hi ca

vic nm gi tin- trong vic xác nh cu tin.

Các nhà kinh t này cho là cu v tin có nhiu nhân t khác nh hư ng

t i như s bt n trong tươ ng lai (Marshall và Pigou), lm phát d kin

(Cannan) [7]. Các nhà kinh t hc Cambridge khi phân tích cu tin ã ưa raràng buc “coi như tt c các yu t khác là không thay i”. Ràng buc này

ngm cha nh hư ng ca lãi sut t i cu tin. Trong phân tích ca h, nhân

t k hàm cha nh hư ng dươ ng ca t l lãi sut thu hi vn ca các tài sn

tài chính khác thay th tin. Lavington (1921) [52] cho rng t l lãi sut là

yu t cơ bn nh hư ng t i chi phí ca vic nm gi tin và sau ó Fisher(1930) [25] cũng có quan im tươ ng t.

Tuy nhiên, năm 1935 Hicks [36] cho rng lý thuyt cu tin cn ư c

xây dng da trên nn tng lý thuyt giá tr truyn thng, ngh ĩ a là cu tin là

kt qu ca s la chn ti ưu gia các tài sn tài chính khác nhau. V i mt

khi lư ng tài sn gi i hn nào ó thì cu tin ph thuc vào tình trng l i tc

và ri ro ca các loi tài sn cũng như các khon chi phí giao dch. ó cũng

chính là cơ s khng nh cu tin ph thuc vào chi phí cơ hi ca vic nm



13

thì lãi sut cũng ư c mt s nhà kinh t c in nói t i khi gii thích nhu cu

nm gi tin như Lavington, Fisher, Hicks. Nhưng không có ai trong s h gii thích mt cách tho áng tm quan trng ca lãi sut n cu tin mà ch

có Keynes là ngư i gii thích tha áng ng th i nhn mnh ý ngh ĩ a ca h

s nhy cm cu tin i v i lãi sut trong phân tích v ĩ mô. ó chính là lý

thuyt mà Keynes ưa ra năm 1936 [48] v “s ưa thích thanh khon” mà

chúng ta s xem xét phn tip sau.

1.1.2. Lý thuyt ca trư ng phái Keynes

Keynes phân tích cu tin góc rng hơ n các nhà kinh t hc trư c

ó. Trong khi các nhà kinh t hc c in và tân c in phân tích cu tin

ch yu xem xét cu tin là khi lư ng tin giao dch, thì Keynes li phân tíchcu tin là khi lư ng tin mà mi ngư i có nhu cu nm gi nhm tha mãn

không ch ng cơ giao dch mà còn có ng cơ u cơ và d phòng. Keynes

ưa ra lý thuyt cu tin da trên cơ s gii thích ti sao mi ngư i li nm

gi tin và cu v tin ư c ny sinh như th nào t nhng ng cơ ó. Theo

Keynes mi ngư i nm gi tin v i 3 ng cơ : giao dch, d phòng, và ucơ .

Ging như lý thuyt s lư ng, Keynes cho rng mi ngư i có ng cơ

nm gi tin vì tin là phươ ng tin trao i. Theo ông thì tng mc giao dch

bao nhiêu là do mi cá nhân cũng như tt c các cá nhân trong nn kinh t

quyt nh. Do tng mc giao dch có quan h mt cách n nh v i thu nhp

nên ông cho rng “cu tin giao dch” ph thuc vào thu nhp.

Các cá nhân theo Keynes do h không bit chc chn v các khon cn



14

rõ g i ý mà Marshall và Pigou ã cp trư c ây rng s bt n trong tươ ng

lai là mt nhân t nh hư ng t i cu tin. Thay vì ch nói n s bt n chungchung, Keynes ã tp trung vào mt bin s kinh t như t l lãi sut trong

tươ ng lai, c th là l i tc trái phiu trong tươ ng lai phân tích.

Còn i v i chc năng ct tr giá tr ư c Keynes cp khi xem xét

ng cơ u cơ . Theo Keynes, các cá nhân có th nm gi tài sn dư i dng

tin hoc trái phiu. Giá trái phiu ph thuc vào t l lãi sut vì nhng ngư i

mua hy vng kim ư c ít nht là bng t l lãi sut trái phiu hin ti mà h

ang u tư. Ti bt kỳ th i im nào theo Keynes thì cũng có mt giá tr hay

mt khong giá tr ca t l lãi sut mà có th coi như là giá tr chun mà qua

ó mi ngư i iu chnh hành vi. Khi mà lãi sut nm trên khong này thì

mi ngư i có khuynh hư ng kỳ vng nó s gim, và ngư c li thì h có kỳ

vng tăng khi lãi sut nm dư i khong này.

i v i mt tác nhân v i kỳ vng v giá tr tươ ng lai v sut chính xác

và cho trư c thì nhu cu tin u cơ là mt hàm r i rc. Tuy vy, nn kinh t

v i tư cách là mt tng th thì mi ngư i có các kỳ vng rt a dng v thayi ca lãi sut da theo nhng ư c oán ca bn thân h v giá tr tươ ng lai

ca lãi sut. Gi nh, ti mt th i im nào ó có mt vài ý kin khác nhau

v t l lãi sut kỳ vng, và vic nm gi tin và trái phiu ca mi tác nhân

không liên quan gì t i tng khi lư ng tin trong nn kinh t, thì hàm cu tin

d phòng là mt hàm trơ n và có quan h nghch v i lãi sut hin hành.

Do vy, lãi sut chính thc ư c ư c ưa vào trong hàm cu tin và

hàm cu tin có th vit theo cách sau: ( , )d m f y i= , cu tin thc t d m là hàm



15

dù cho khi lư ng cung ng là nhiu hay ít. Khi ó, cu tin hoàn toàn nhy

cm v i lãi sut. Nn kinh t khi gp phi tình hung này ư c gi là “by

thanh khon”, ó co giãn ca cu tin theo lãi sut có th bng vô cùng

khi lãi sut mc rt thp.

Tip theo nhng óng góp ca Keynes, nhiu nhà nghiên cu khác

cũng ưa ra hàng lot các lý thuyt khác u coi thu nhp và lãi sut như là

các bin s chính trong vic xem xét bn cht và nhân t xác nh hàm cu

tin. Phn tip theo s trình bày mt cách ngn gn v quan im ca nhng

lý thuyt ó.

1.1.3. Các lý thuyt cu tin sau Keynes

Sau Keynes, nhiu mô hình cu tin cũng ư c các nhà kinh t hc xâydng. Chng hn như các mô hình cu tin theo cách tip cn lý thuyt tn

kho, mô hình cu d phòng và các mô hình cu tin tài sn hoc u cơ khác.

Mô hình cu ti n theo cách ti p c n lý thuy t t n kho

Baumol năm 1952 [5] và Tobin năm 1956 [86] xây dng lý thuyt cuv tin da cách tip cn lý thuyt tn kho. Trong các lý thuyt ó thì tin

ư c coi là mt phn d tr quan trng cho các mc ích giao dch trong

tươ ng lai. Mc dù các tài sn tài chính mang li thu nhp cao hơ n tin, nhưng

mi ngư i vn nm gi mt lư ng tin nào ó và lư ng tin nm gi nhiu

hay ít ph thuc vào chi phí chuyn i gia tin và các tài sn tài chính.

Mô hình cu tin theo cách tip cn tn kho gi nh tn ti hai loi tài

sn ct tr giá tr (ó là tin và các tài sn thay th tin có lãi sut- gi chung



16

Theo mô hình này, h gia ình có nhu cu nm gi bao nhiêu tin là

da trên cơ s la chn danh mc u tư và cân i gia hai mt sau:

- Th nht, nu nm gi tài sn thay th tin- trái phiu thì có thu nhp

là lãi sut i nhưng nm gi tin thì phi b qua khon thu nhp ó.

- Th hai, trong thc t do không có s trùng kh p v các khon thu và

các khon phi chi nên thc hin các giao dch mà v i gi nh ca các nhà

kinh t hc i theo cách tip cn hàng tn kho là mi khon thanh toán u

thc hin bng tin thì mi ngư i phi nm gi tin mt.

Như vy, nu chúng ta ch nm gi các tài sn thay th tin thì thc

hin các giao dch chúng ta cn phi bán tài sn i. Và gi s chi phí hoa hng

khi bán tài sn là a0

c nh cho mi ln giao dch thì khi phí giao dch tăng,nhu cu nm gi tin tăng. Lãi sut trái phiu hay chi phí cơ hi ca vic nm

gi tin tăng thì cu tin s gim. Do ó, nu mi ngư i nm gi tin mc

bình quân cao hơ n thì s không phi n ngân hàng mi khi mun mua mt

cái gì ó nên chi phí giao dch gim, nhưng nm gi tin nhiu hơ n cũng có

ngh ĩ a là chúng ta s mt i lãi sut có th thu ư c nu gi tin vào tài khon

tit kim có lãi.

Các mô hình cu tin tn kho ưa ra mt công thc căn bc hai ni

ting: *2

oa ym

i= cho bit khi lư ng cu tin thc t nm gi ti ưu (m*) có

quan h thun v i chi phí giao dch (ao) và thu nhp thc t ( y), và có quan h

nghch v i lãi sut (i).

Cách tip cn cu tin tài sn sau Keynes

17



17

Trư ng phái kinh t hc ni ting nghiên cu cu tin theo mô hình cơ

cu u tư là ‘trư ng phái Yale’. V i cách tip cn này, tin ư c hiu theo

ngh ĩ a rng là s lư ng tin nm gi trong danh mc cơ cu u tư, tin là mt

b phn trong cơ cu phân b tài sn mà mi loi tài sn u to ra lung thu

nhp hin hu và dch v ngm n (l i ích có ư c khi nó không phi là tin).

Do ó, vn quan tâm chính ca các mô hình cơ cu u tư là ánh giá ri

ro và thu nhp kỳ vng ca các tài sn.

Cu tin thc t theo mô hình cơ cu u tư ph thuc vào lãi sut, ca

ci và tính thanh khon ca các tài sn tài chính. Do mi ngư i u mun ti

a hóa l i ích nên khi lãi sut ca các tài sn không phi là tin tăng hoc tính

thanh khon ca các tài sn tài chính cao thì cu tin s gim. Tuy vy, theo

Tobin năm 1958 các cá nhân nm gi mt phn ca ci ca ngư i ó dư i

dng tin trong danh mc cơ cu u tư không ging nhau. S khác bit ó là

do nhng cá nhân khác nhau thì không ging nhau v s sn sàng chp nhn

ri ro và kỳ vng v l i tc ca vic nm gi các tài sn không phi là tin.

Nu ai ó sn sàng chp nhn ri ro có ư c thu nhp cao trong tươ ng lait vic nm gi các tài sn không phi là tin thì trong cơ cu tài sn ca h

tin s có t trng nh. Còn i v i các tác nhân ghét ri ro thì t trng tin

trong danh mc cơ cu u tư ti ưu ca h là l n. Fischer năm 1975 [23] cho

rng nu ch xét t i hành vi ghét ri ro ca các tác nhân kinh t thì không th

ưa ra ư c cơ s nn tng cho hành vi nm gi tin mà nó ch là lý do sơ khai ca vic nm gi tin vì tin không phi là hoàn toàn không ri ro như

Tobin ã cp, ri ro ca vic nm gi tin ph thuc s bin ng ca giá

c Do vy tài sn có tính an toàn nht theo Fischer li là trái phiu có lãi sut

18



18

Và sau ó Thomas Sargent [75] và Neil Wallace [91] là hai nhà kinh t hc c

in ni ting nghiên cu cu tin theo mô hình các th h gi nhau thp k

1980. Mô hình các th h gi nhau là mô hình cân bng ng xét t i s khác

nhau v khuynh hư ng tit kim gia ngư i già và ngư i tr. gii thích

cu tin mt cách ơ n gin, các tác nhân kinh t ư c gi nh là s sng

trong hai th i kỳ (th i kỳ 1 và 2). Do vy, ti bt kỳ th i im nào thì dân s

ca mt nn kinh t cũng ư c chia thành hai phn mt na già và mt natr, iu này cho phép các th h gi nhau. Trong các mô hình các th h gi

nhau, tin ch thun túy ư c xem như là mt loi tài sn và b qua hoàn toàn

chc năng phươ ng tin trao i. Mi tác nhân kinh t ư c gi nh là s nhn

ư c mt lư ng hàng hóa tiêu dùng tha k nht nh vào ngày mà ngư i ó

sinh ra. Nhng hàng hóa ư c tha k ó là nhng hàng hóa không lâu bn và

không th ư c ct tr tiêu dùng th i kỳ k tip. Tuy vy, các hàng hóa

ó có th chuyn thành tin và ư c tích tr qua các th i kỳ. Ti mi th i kỳ

thì ngư i tr s bán mt s hàng hóa tha k ca th h trư c và dùng s tin

ó nuôi dư ng th h trư c qua ó s iu hòa ư c tiêu dùng qua các th i

kỳ.

Tóm li, các lý thuyt cu tin tài sn ư c xây dng da trên vic xem

xét chc năng ct gi giá tr ca tin. Tuy cách tip cn có th khác nhau

nhưng u có chung mt kt lun là cu tin thc t ph thuc vào lãi sut,

khi lư ng tài sn, tính thanh khon ca các tài sn tài chính, s sn sàngchp nhn hay không chp nhn ri ro ca các tác nhân kinh t,...

Cách tip cn lý thuyt cu tin ca ngư i tiêu dùng (Consumer

19



19

phái này xây dng lý thuyt cu tin da trên cơ s lý thuyt cu thông

thư ng v hàng lâu bn. Năm 1956 trong bài vit ‘ Xem xét li lý thuy t s

lư ng ti n’ Friedman cho rng xem xét nhu cu nm gi tài sn cn da trên

các tin v s la chn ca ngư i tiêu dùng và ông ã ưa ra lý thuyt cu

tin nói chung bng cách coi tin như mt loi tài sn mà nó mang li l i ích

cho ngư i nm gi.

Friedman phân tích cu tin bng cách phân tích xem mi ngư i munnm gi bao nhiêu tin nu các nhân t khác không i. Khi lư ng tin ư c

Friedman s dng khi phân tích cu tin là khi lư ng tin rng. Khi xét khi

lư ng tin rng Friedman còn cho rng hàng hóa hu hình cũng là mt loi tài

sn tài chính vì nó mang li nhiu tin ích cho ngư i nm gi. Vì th mà khi

nghiên cu cu tin ông ưa ra rt nhiu bin chi phí cơ hi trong ó có t l

lm phát d kin mà ông coi là bin xp x i din cho thu nhp ca nhng

hàng hóa hu hình và bin gii thích chính ca hàm cu tin là tng khi

lư ng tài sn.

Tóm li, n ây chúng ta ã thy s phát trin v mt lý thuyt cutin mt cách tng quát bt u t trư ng phái kinh t hc c in. Trư ng

phái c in coi tin ch là ơ n v tính toán và xây dng các mô hình cu tin

giao dch. Cách tip cn s dư tin ca các nhà kinh t trư ng i hc

Cambridge nhn mnh cu v tin là nhu cu nm gi tin ca công chúng và

ã ưa ra quan h gia cu tin thc t và thu nhp thc t. Keynes xây dng

lý thuyt cu tin da trên cách tip cn Cambridge và phát trin lý thuyt cu

tin da trên các ng cơ dn dt mi ngư i nm gi tin và chính thc ưa

20



20

ư c coi như n nh và ã bit trư c như mô hình cu tin tn kho và mô

hình tin mt phi có trư c khi giao dch. Còn các mô hình cu tin d phòng

thì li cp n tính bt nh ca các chi phí giao dch. Chc năng tài sn

ca tin là cơ s xây dng nhng mô hình cu tin tài sn. Nhng mô hình

cu tin tài sn coi tin là mt loi tài sn trong cơ cu u tư, cu tin ư c

xác nh da trên cơ s ti a hóa cơ cu u tư ca rt nhiu tài sn khác

nhau v i c tính v l i ích và ri ro không ging nhau. Các mô hình các th h gi nhau b qua hoàn toàn chc năng phươ ng tin trao i ca tin mà ch

nhn mnh t i chc năng tài sn. Cách tip cn lý thuyt cu ca ngư i tiêu

dùng gi nguyên các c tính ca cách tip cn cơ cu u tư nhưng coi tin

như là mt loi ‘hàng hóa’ nào ó mà ngư i tiêu dùng mua, hàng hóa này

cung cp cho ngư i tiêu dùng hàng lot các dch v và phân tích cu tin datrên nn tng ti a hóa tha dng.

Dù phân tích cu tin da trên cơ s phân tích như th nào thì các mô

hình cu tin tu chung li chia thành 3 nhóm mô hình lý thuyt là lý thuyt

cu tin giao dch, cu tin tài sn, và cu tin ca ngư i tiêu dùng. Và chúng

ta cũng có th thy rng mc dù các mô hình phân tích cu tin ư c xây

dng theo nhng hư ng khác nhau nhưng các kt qu thì hu như là ging

nhau. Dù phân tích như th nào thì khi lư ng cu tin thc t vn có quan h

ngư c v i các bin phn ánh chi phí cơ hi ca vic nm gi tin và có quan

h thun v i bin quy mô.

Tuy vy, trong phân tích thc nghim v cu tin, bin nào ư c la

chn làm bin quy mô và bin nào ư c chn làm bin chi phí cơ hi ca vic

21



21

1.2. TNG QUAN V NGHIÊN C U CU TIN MT S NƯ C

TRÊN TH GI I

Cu tin óng mt vai trò quan trng trong phân tích kinh t v ĩ mô, c

bit là trong vic la chn thc hin chính sách tin t thích h p. Chính vì vy

mà có hàng lot các nghiên cu trên th gi i v c lý thuyt cũng như thc

nghim v cu tin trong my thp k qua. c bit khi th trư ng tài chính có

xu hư ng toàn cu hóa, s m rng công cuc ci cách và t do hoá tài chínhtrong nư c ang din ra, cùng v i s phát trin trong k thut kinh t lư ng

v chui th i gian thì nghiên cu cu tin li càng tr nên cn thit có th

giúp cho Ngân hàng Trung ươ ng ưa ra chính sách tin t h p lý. Vy, thc

tin nghiên cu cu tin các nư c như th nào s ư c xem xét phn

nghiên cu này.

Thc tin nghiên cu nh lư ng v cu tin trên th gi i cho thy kt

qu ư c lư ng ca các mô hình cu tin ph thuc phn l n vào vic gii

quyt 2 vn cơ bn sau [80]: Vn th nht liên quan t i vic la chn

bin s và phép biu din s liu; Vn th hai là vic la chn cơ s lýthuyt cu tin phù h p cho nghiên cu thc tin.

i v i vic la chn bin s thì thc tin cho thy vic xác nh bin

chi phí cơ hi phù h p là quan trng nht giúp cho vic nghiên cu em li

nhng kt qu có ý ngh ĩ a. Còn vn la chn cơ s lý thuyt thì các nghiên

cu thc nghim cho thy vic chn la hàm cu tin khi ư c lư ng s có kt

qu kim nh mang ý ngh ĩ a thc tin hơ n nu như la chn hàm cu tin

không hoàn toàn l thuc lý thuyt mà còn phi quan tâm c n thc trng

22



Khi ư c lư ng cu tin có th s dng mô hình cu tin dư i dng

tuyn tính hoc phi tuyn. Các mô hình cu tin tuyn tính ã ư c các

nghiên cu thc nghim s dng là: mô hình hiu chnh tng phn (PAM),

mô hình hàng tn kho (BSM) và mô hình hiu chnh sai s (ECM). Trong 3

mô hình tuyn tính ó thì mô hình ECM là có ưu im hơ n c trong vic gii

quyt hai vn nêu trên. Chính vì im ó mà nhng năm 1990 mô hình

ECM ư c s dng rng rãi trong ư c lư ng cu tin. Tuy nhiên, gn âymt s nghiên cu thc nghim v cu tin cho thy rng mô hình cu tin

phi tuyn có th gii thích úng n hơ n khi nn kinh t có các bin s bin

ng chu kỳ nh hư ng t i cu tin.

Các nghiên cu thc nghim v cu tin ư c trình bày phn nghiên

cu này ch tính t u nhng năm 1990 n nay, bao gm các nghiên cu

cu tin dư i dng hàm tuyn tính áp dng cách tip cn mô hình ECM và

mt s mô hình cu tin phi tuyn. Thông qua ó cp mt cách chi tit các

vn có liên quan n nhng k thut ư c lư ng cu tin như: vic la chn

các bin s, th i kỳ nghiên cu và tn sut ng th i tng h p nhng kt qu

nghiên cu ch yu ca mt s mô hình cu tin. Các h s co giãn ca cu

tin i v i thu nhp trong dài hn, h s co giãn hoc bán co giãn ca lãi

sut, và các h s hi quy ca các bin s liên quan khác cũng s ư c trình

bày tóm lư c. T ó rút ra bài hc cho vic nghiên cu cu tin Vit Nam.

1.2.1. Cơ s lý thuyt ca các ư c lư ng cu tin

Phn 1.1 cho thy có rt nhiu lý thuyt v cu tin ư c xây dng

nhm lý gii ti sao mi ngư i li nm gi tin da trên cơ s xem xét các

23



tt c nhng kt qu nghiên cu thc nghim v cu tin vn phn nh bn

cht chính ư c ưa ra t các mô hình lý thuyt. Các mô hình lý thuyt cu

tin có quan h hàm s cơ bn trong dài hn ư c vit dư i dng tng quát

như sau:

( , ) M

f S OC P

=

Trong ó M là tng khi lư ng tin danh ngh ĩ a ư c chn la, P làmc giá chung, M/P là cu tin thc t. M/P là mt hàm ca bin quy mô

ư c la chn (S) và chi phí cơ hi ca vic nm gi tin (OC ). Cũng ging

như các mô hình lý thuyt, nhng mô hình nghiên cu thc nghim nói chung

u xác nh cu tin là cu tin thc t.

1.2.2. Các vn ny sinh khi l a chn bin s và phươ ng pháp

ư c lư ng

1.2.2.1. L a ch n bi n

* L a chn bi n kh i lư ng ti n

Vic nh ngh ĩ a và la chn các khi lư ng tin trong ư c lư ng cu

tin thc tin tùy thuc vào vic xem xét tin theo lý thuyt giao dch hay là

tài sn. Theo các lý thuyt cu tin giao dch thì tin có chc năng là phươ ng

tin trao i và mi ngư i nm gi tin là nhm thc hin chc năng ó.

Còn theo các lý thuyt cu tin tài sn thì tin ư c coi là mt phn trongdanh mc cơ cu u tư ca mi ngư i, theo lý thuyt này mi ngư i nm gi

tin vì tin có tính thanh khon cao nht và an toàn. Chính vì lý do nm gi

tin theo hai lý thuyt ó khác nhau nên khi lưng tin s dng khi ưc

24



Vic nh ngh ĩ a v tin không hoàn toàn ging nhau gia các nư c do

có s khác bit v th ch và s phát trin ca h thng tài chính... Tuy vy

khi lư ng tin thư ng ư c chia thành hai loi cơ bn là khi lư ng tin hp

và khi lư ng tin rng. Khi lư ng tin hp thư ng là ch nhng tài sn

hin hu và có kh năng chuyn dch ngay trong các giao dch hàng ngày. Do

ó, khi lư ng tin hp thư ng bao gm tin mt và các tài khon phát hành

séc không có lãi sut hoc có lãi sut rt thp. Khi lư ng tin rng bao gmnhiu loi tài sn hơ n so v i khi lư ng tin hp và ph thuc vào vic ngư i

dân coi nhng th gì là tin. Khi lư ng tin hp thư ng ư c ký hiu là M1

còn khi lư ng tin rng là M2.

Khi lư ng tin M1 ư c s dng nhiu trong các nghiên cu cu tin

vì nó là khi lư ng tin mà các nhà hoch nh chính sách có kh năng kim

soát cao hơ n là M2. c bit là nhng nư c ang phát trin s dng khi

lư ng M1 thì tt hơ n M2 vì h thng ngân hàng và th trư ng tài chính kém

phát trin nên khó có th la chn ư c bin chi phí cơ hi phù h p. Tuy

nhiên, có nghiên cu li cho thy ư c lư ng M2 thì h p lý hơ n b i vì các bin

s trong thc t như tng thu nhp thì có quan h trc tip v i khi lư ng tin

rng ch không phi là lư ng tin hp.

Tóm li, tùy thuc vào mc ích nghiên cu cũng như là các bin s

khác quan tâm trong ư c lư ng cu tin mà khi lư ng tin la chn trong

các nghiên cu khác nhau thì không ging nhau. Ngư i ta có th ư c lư ngcu tin cho tng các khi lư ng tin hoc là tng thành t ca khi lư ng

tin (xem ct 3 ca Ph lc 12)

25



thu nhp hin ti còn i v i các mô hình cu tin tài sn thì bin quy mô là

tài sn.

Các bin i din cho thu nhp (xem ct 4 ca Ph lc 12) trong các

ư c lư ng thc nghim thư ng là tng sn phm quc dân (GNP), tng sn

phm quc dân ròng (NNP), tng sn phm quc ni (GDP), tng thu nhp

quc dân (GNI), tng chi tiêu quc dân (GNE), tng giá tr sn lư ng công

nghip (IO)...

Tuy nhiên, tài sn rt khó có th o lư ng. Vì th mà trên th gi i các

nghiên cu cp t i tài sn là bin quy mô là rt ít, nó m i ch ư c s dng

trong ư c lư ng cu tin hai nư c là Anh và M vì hai nư c này có tn ti

các dãy s liu o lư ng tài sn trong quãng th i gian dài. Các nghiên cu cu

tin theo lý thuyt cu tin tài sn thư ng là s dng bin i din cho tài sn

chng hn như là thu nhp thư ng xuyên vì thu nhp thư ng xuyên có th xác

nh ư c da trên thu nhp hin th i và thu nhp kỳ vng.

* Bi n chi phí cơ hi ca vic n m gi ti n

Mt vn quan trng na khi xác nh mô hình cu tin là vic la

chn các bin s chi phí cơ hi thích h p. Khi nm gi tin mi ngư i thư ng

quan tâm t i lãi sut ca bn thân khi lư ng tin và lãi sut ca các tài sn

khác không phi là tin.

Nu khi lư ng tin xem xét khi ư c lư ng là M1 thì lãi sut ca bnthân khi lư ng tin thư ng coi như là bng không và thc t thì nu như

thành t ca M1 có lãi sut thì thư ng là lãi sut thp và không thay i nên

có th b qua trong ưc lưng Còn i vi lãi sut ca các tài sn thay th

26



Còn trong trư ng h p khi lư ng tin s dng là khi lư ng tin rng

thì có rt nhiu các bin có th la chn phn ánh thu nhp ca các tài sn

không phi là tin như c tc, lãi sut trái phiu chính ph hoc trái phiu

công ty dài hn. Theo cách tip cn cơ cu u tư thì tin là mt b phn

trong cơ cu tài sn ca mi ngư i bao gm các tài sn thc, tài sn tài chính

trong nư c và tài sn nư c ngoài. Khi ó h thư ng gán cho thu nhp ca các

tài sn thc trong nư c là t l lm phát kỳ vng còn thu nhp ca các tài snnư c ngoài là lãi sut nư c ngoài và s mt giá kỳ vng ca ng ni t.

Thc tin nghiên cu cu tin cho thy i v i nhng nư c mà có khu

vc tài chính kém phát trin, c bit là nhng nư c ang phát trin và

nhng nn kinh t có t l lm phát cao thì t l lm phát kỳ vng ư c coi là

bin phn ánh chi phí cơ hi ca vic nm gi tin phù h p hơ n bt kỳ t l

lãi sut nào ư c la chn vì mt s lý do như: do th trư ng tài chính kém

phát trin nên có rt ít kh năng thay th gia tin và tài sn tài chính; lãi sut

có s iu tit ca chính ph; d liu v lãi sut không tn ti. Lm phát kỳ

vng có th ư c xác nh theo quan im kỳ vng h p lý hoc kỳ vng thích

nghi; xác nh bng cách tính trung bình trng s t các s liu trong quá kh;

thu thp t iu tra ý kin v lm phát ca dân cư; hoc ơ n gin nht là ly

lm phát ca kỳ trư c là t l lm phát kỳ vng ca kỳ này và ôi khi còn ly

luôn t l lm phát thc t là lm phát kỳ vng ca kỳ này nu lm phát thc

t và kỳ vng có tươ ng quan cao...i v i nhng nư c có hin tư ng ô la hóa thì s thay i kỳ vng

ca t giá hi oái cũng là mt bin áng quan tâm. ng ni t kỳ vng mt

27



(1968) [94] thì dng hàm loga tuyn tính là dng hàm phù h p nht v i cơ s

lý thuyt. Do vy các bin lãi sut có th ưa vào mô hình dư i dng loga

hoc là giá tr. H s ư c lư ng ca lãi sut có th cho bit co giãn hoc

bán co giãn ca cu tin i v i lãi sut.

1.2.2.2. V phươ ng pháp ư c l ư ng và m t s k t qu nghiên c u

th c nghi m v hàm cu ti n m t s nư c trên th gi i

a. Phươ ng pháp ư c lư ng cu tin tuyn tính

Các nghiên cu thc nghim v cu tin cho thy chúng ta có th s

dng 3 mô hình khi ư c lư ng hàm cu tin tuyn tính: Mô hình hiu chnh

tng phn (PAM- Partial adjustment model), mô hình hàng tn kho (BSM-

Buffer stock model), mô hình hiu chnh sai s (ECM- Error correctionmodel).

* Mô hình hiu ch nh t ng phn

Phươ ng pháp ư c lư ng hiu chnh tng phn ư c s dng ph bin

trong ư c lư ng cu tin vào nhng năm 1960 và u 1970. Cách ư c lư ng

ó ư c xây dng da trên gi nh thông tin hoàn ho, giá và lãi sut là hoàn

toàn linh hot, các tác nhân luôn có khuynh hư ng iu chnh khi lư ng tin

nm gi theo khi lư ng cu dài hn. V i s thích nm gi tin nào ó thì nu

có mt s thay i nào ó ca các bin gii thích thì các cá nhân s lp tc

iu chnh khi lư ng tin và gim thiu chi phí iu chnh.Hàm cu tin dài hn có dng thông thư ng như sau:

*0 1 2ln ln lnt t t

m a a y a i= + +(1 1)

28



Gi s th trư ng tin t ban u cân bng. Nu iu kin ó b phá v

thì thu nhp và lãi sut s phi iu chnh trng thái cân bng li ư c thit

lp. Tuy vy do có s tn ti ca các chi phí iu chnh cơ cu u tư nên quá

trình iu chnh thc tin không ư c thc hin mt cách y và nhanh

chóng. Năm 1966, Chow [12] gi nh s iu chnh ó ư c thc hin theo

cơ ch tng phn:

( )*1 1ln ln ln lnt t t t m m d m m− −− = − (1.2)

Trong ó mt là khi lư ng tin thc t ang nm gi th i kỳ t và d là

h s iu chnh tng phn (0<d<1). Kt h p phươ ng trình 1.1 và 1.2 chúng

ta có phươ ng trình cu tin trong ngn hn như sau:

( )0 1 2 1ln . . ln . ln 1 lnt t t t m d a d a y d a i d m −= + + + − (1.3)

Các h s a1 và a2 phươ ng trình trên cho bit h s co giãn ca cu

tin i v i thu nhp và lãi sut trong dài hn còn d.a1 và d.a2 cho bit các h

s ó trong ngn hn.

Tuy nhiên, thc t vic s dng mô hình PAM gp phi mt s vn

khó khăn và hn ch trong nghiên cu ng sau năm 1974 như:

• Khi ư c lư ng cu tin theo mô hình PAM dùng d báo thì dn n

vic d báo quá cao cu tin mà Goldfel năm 1976 gi nó là hin tư ng

“missing money” do có s i m i tài chính như s xut hin ca tàikhon NOW và NMMF trong cung cp dch v tài chính ngân hàng.

• S dng mô hình PAM ư c lư ng chui th i gian có th cho kt qu

hi i d á h i ó ù h Cá h l

29



• Xy ra hin tư ng overshooting do h s ư c lư ng ca lãi sut quá

nh trong ngn hn nên iu chnh bin ng ngn hn v dài hn

thì òi hi t l lãi sut phi có s thay i rt l n nhưng thc tin cho

thy lãi sut không thay i quá nhiu như vy.

* Mô hình hàng t n kho (BSM)

Mô hình này ư c s dng trong ư c lư ng cu tin vào nhng năm

1980. Mô hình BSM có ưu im hơ n so v i PAM ch nó loi tr ư c hin

tư ng overshooting và iu chnh ư c cu trúc tr trong hàm cu ngn hn.

Theo mô hình BSM thì mi ngư i nm gi tin b i vì khi lư ng tin nm

gi trong tay là cái nm êm làm gim phn l n nhng cú sc liên quan t i s

bt cân i gia các khon tin nhn ư c và chi ra.

Mô hình ư c xây dng da trên 2 gi nh cơ bn: khi lư ng tin là

ngoi sinh tc là nó hoàn toàn b iu chnh b i các nhân t t phía cung như

hot ng th trư ng m và vic m rng tín dng ca h thng ngân hàng;

th trư ng tin t không cân bng do ti bt kỳ th i im nào thì khi lư ng

tin mà các tác nhân nm gi cũng không th xóa ư c s chênh lch giacung tin và cu tin. S bt cân i ó có th kéo dài t i mc mà cn phi có

mt s thay i ngoi sinh cân bng li th trư ng.

Mô hình BSM mà Carr và Darby ưa ra năm 1981 [8] có dng:

*0 1 2 3 1ln ln (ln ln )t t t t t t t m y i m m m u β β β β α −= + + + + − + (1.4)

Trong ó m là khi lư ng tin thc t, y là thu nhp thc t và i là chi

phí cơ hi ca vic nm gi tin. m*t là khi lư ng cung tin thc t d kin



31



ch này s ưa h thng tr li trng thái cân bng dài hn. Thc t cho thy,

ng tích h p hàm ý s tn ti ca dng hàm hiu chnh sai s ng trong

vic xem xét quan h gia các bin. Do vy, mô hình ECM s dng trong ư c

lư ng s cho phép xác nh cân bng dài hn t s vn ng ngn hn ư c

xác nh t d liu thc t.

Cách ư c lư ng hàm cu tin theo như Engle và Granger nêu trên là

cách tip cn mô hình hiu chnh sai s phươ ng trình ơ n cho các dãy s th igian. Tuy nhiên, nghiên cu cu tin thc t cho thy không ch có mt véctơ

ng tích h p nu s lư ng các bin ưa vào hàm cu tin nhiu hơ n hai. Tc

là có th có nhiu hơ n mt véctơ h s ng tích h p trong quá trình Data

Generating. Trong trư ng h p ó hàm cu tin ư c xây dng da trên mô

hình véctơ hiu chnh sai s (VECM) ư c Johansen ng dng vào năm 1988

[43] và ư c Johansen và Juselius phát trin vào năm 1990 [44] (mô hình

VECM s ư c ng dng trong ư c lư ng hàm cu tin Vit Nam nên mô

hình VECM s ư c trình bày Chươ ng 3 ca lun án)

Như vy, mô hình ECM là mô hình có ưu im hơ n c trong vic ư clư ng cu tin dư i dng tuyn tính. ó là lý do mà có rt nhiu nghiên cu

thc nghim v cu tin các nư c ư c thc hin theo mô hình ECM vào

nhng năm 1990. Chúng ta có th thy rt rõ iu này qua Ph lc 12. Ph lc

này cp mt cách tóm tt mt s nghiên cu thc nghim v cu tin s

dng mô hình ECM. Các thông tin chúng ta có th thy ư c là các bin s s dng trong các ư c lư ng- khi lư ng tin, bin quy mô, bin chi phí cơ hi-

và cách thc kim nh các bin.

32



ngn hn bao gm nhiu bin phc tp nên Ph lc 13 ch tp trung vào

nhng kt qu ư c lư ng dài hn ca các nghiên cu.

Qua nhng thông tin Ph lc 12 và 13 chúng ta có th thy mt s

im sau ây khi nghiên cu cu tin các nư c s dng mô hình ECM t

u nhng năm 1990 như sau:

• Phn l n các nghiên cu ư c thc hin các nư c kinh t phát

trin cũng như là nhng nn kinh t có h thng thng kê phát trin.

• Tn sut s liu khi nghiên cu có th là theo năm, quý hoc tháng

tùy theo s tn ti ca d liu và mc ích nghiên cu.

• Khi lư ng tin ư c la chn có th là B (tin cơ s ), M1 (khi

lư ng tin hp), M2 (khi lư ng tin rng), CHP (khi lư ng tincông chúng ang nm gi, CC (khi lư ng tin trong lưu thông)...

Các khi lư ng tin s dng trong ư c lư ng có th là dng bin

danh ngh ĩ a hoc thc t.

• Bin quy mô có th s dng là DA (tng chi tiêu ca các tác nhân

trong nư c), GDE (tng chi tiêu trong nư c), GDP (tng sn phm

quc ni), GNP (tng sn phm quc dân), IIP (ch s sn xut công

nghip), IO (giá tr sn lư ng công nghip), NI (thu nhp quc dân),

NNI (thu nhp quc dân ròng).

• Lãi sut xem xét trong hàm cu tin có th là CMR (lãi sut không

kỳ hn), CBDR (lãi sut chit khu ca NHTW), CPR (lãi sut

thươ ng phiu), CBR (lãi sut trái phiu công ty), FDR (lãi sut tin

33



lư ng tin la chn và s tn ti ca s liu mà lãi sut có th s

dng trong các ư c lư ng là không ging nhau.

• Trong nhng nn kinh t có hin tư ng ô la hóa thì t giá hi oái

cũng là mt bin s ư c ưa vào hàm cu tin. Chng hn như h

s dng DEPR (mc phá giá ca ng ni t), XR (t giá hi

oái ca ng ni t) ; EER (t giá hi oái hiu qu), NEER (t giá

hi oái hiu qu danh ngh ĩ a)

• Nu các bin mà I(0) thì s ư c ưa vào hàm cu tin ngn hn

dư i dng giá tr còn nu là I(1) thì s ư c ưa vào hàm cu tin

khi ư c lư ng là dư i dng sai phân.

• H s ư c lư ng ư c ca cu tin i v i các bin gii thích trongnhng mô hình ca các nư c khác nhau thì không ging nhau.

Nhưng chúng u ưa n mt kt lun ging như trong lý thuyt là

u phn ánh quan h thun chiu v i bin quy mô và có quan h

ngư c chiu v i các bin chi phí cơ hi ca vic nm gi tin.

• Mt im cui cùng nhưng không kém phn quan trng trong vic

nghiên cu cu tin mà các nhà nghiên cu luôn phi lưu tâm ó là

la chn hàm cu tin không nên ph thuc hoàn toàn vào lý thuyt

mà còn phi quan tâm c n thc trng ca mi quc gia ư c

nghiên cu chng hn như s phát trin kinh t v ĩ mô, s phát trin

ca th trư ng tài chính, mc t do hóa lãi sut, m ca nn

kinh t...

Kt á hiê th hi ti h

34



• H s nhy cm ca cu tin i v i thu nhp u l n hơ n 1. iu

này cho thy khi th trư ng tài chính phát trin giai on thp và

quá trình tin t hóa din ra thì 1% thay i trong thu nhp làm cho

cu tin thay i l n hơ n.

• Mt bin chi phí cơ hi mà ư c s dng tươ ng i ph bin trong

các nghiên cu cu tin nhng nư c ang phát trin ó là t l lm

phát kỳ vng ch không phi như nhng nư c phát trin là t l lãisut. Lý do ca s la chn ó là do th trư ng tài chính kém phát

trin, lãi sut có s can thip nên s bin ng ca lãi sut không

phn nh úng hành vi th trư ng.

• i v i nhng nư c có th trư ng tài chính kém phát trin, danh

mc tài sn tài chính là ít thì s bin ng ca t giá hi oái cũng

là mt bin quan tâm trong ư c lư ng cu tin.

b. Phươ ng pháp ư c lư ng cu tin phi tuyn

Như phn trên chúng ta thy hu ht các phươ ng phươ ng pháp ư c

lư ng cu tin tuyn tính u phi òi hi gi nh là các quan h ng tích

h p là có dng tuyn tính. Tuy nhiên theo các lý thuyt v kinh t hc v cu

tin thì iu kin này là không cn thit. ng th i thc tin phát trin kinh t

các nư c cho thy có s thay i l n v ch t giá hi oái, v th ch và

mc tiêu ca các chính sách kinh t v ĩ mô. Cùng v i nó là s phát trin mnh

m ca h thng tài chính, s thay i cơ cu thành t cu tin, khng hong

du m, s thay i th ch chính sách, s bin ng chu kỳ kinh t và thm

chí là c nhng nh hưng phát trin kinh t c th òi hi các can thip

35



S tn ti quan h phi tuyn gia cu tin v i thu nhp và lãi sut ã

ư c nhiu nhà kinh t chng minh. Chng hn như nghiên cu cu tin

Taiwan ca Huang, Lin và Cheng năm 2001 [39] v bng chng tn ti quan

h phi tuyn là cu tin có khuynh hư ng thay i nhanh trong nn kinh t

trong à suy thoái hơ n là khi nn kinh t trong xu hư ng i lên.

Nghiên cu ca Choi và Saikkonen năm 2004 [9] cho thy cu tin

nhy cm hơ n v i lãi sut khi lãi sut mc cao. Vì khi lãi sut mc caomà li có s bin ng tăng thêm na thì chi phí cơ hi ca vic nm gi tin

cao hơ n và chính nó làm cho công chúng tr nên nhy cm hơ n v i s thay

i ca lãi sut khi h ưa ra quyt nh nm gi tin. Mt khác, gi thuyt

ca chu kỳ chính tr cho thy rng nhng chính tr gia ươ ng chc trư c các

kỳ bu c thư ng thc hin chính sách tin t m rng thúc y tăng

trư ng kinh t nhm mc tiêu tái c c nhim kỳ sau.

Cu tin ca Nht do nhóm nghiên cu Youngsoo Bae, Vikas Kakkar

và Masao Ogaki thc hin năm 2006 [93] theo 3 dng hàm da trên các lý

thuyt cu tin khác nhau. Trong ó hai dng hàm là phi tuyn và mt códng tuyn tính thông thư ng. Kt qu ca nghiên cu này cho thy dng hàm

cu tin dài hn phi tuyn là phù h p hơ n c.

Nghiên cu ca Lee, Cheng, và Chang năm 2006 [53] cho thy tn ti

quan h ng tích h p phi tuyn khi nghiên cu cu tin hu ht các nư c

G-7.

Cu tin ca Trung Quc do Darran Austin và Bert Ward thc hin

năm 2006 [16] cho giai on 1987- 2004 theo mô hình phi tuyn. Kt qu

36



ngư ng 5,1%. Vì ch mc lm phát ó thì hàm cu tin m i n nh, và khi

ó Ngân hàng trung ươ ng có th kim soát cu và iu hành chính sách tin t

hiu qu.

Các mô hình cu tin phi tuyn s dng phươ ng pháp ca Terasvirta

[85]. Mô hình hóa các mi quan h kinh t bng các hi quy chuyn tip trơ n,

th tc kim nh tính cht tuyn tính ca mô hình hiu chnh sai s ca hàm

cu tin i v i kh năng phi tuyn ca hàm hi quy chuyn tip trơ n (STR).

Sau khi ã chn ư c các bin phù h p cho mô hình cu tin thông qua

mt s các kim nh bao gm c kim nh J ca Davidson và Mc-Kinnon

xác nh chui s liu nào cung cp nhiu thông tin v hàm cu tin thì chin

lư c mô hình hóa hi quy chuyn tip trơ n (STR) gm ba giai on chính: ch

nh, ư c lư ng và ánh giá.

Trong giai on u thì mô hình cu tin tuyn tính ư c ch nh và

kim nh tính phi tuyn ca các tham s trong hàm cu. ng th i la chn

bin chuyn (st ) và xác nh xem nên s dng LSTR1 hay LSTR2.

Mô hình tuyn tính ư c ch nh có dng ca mô hình cu tin hiu

chnh sai s như sau:

'1t t t t m z EC u β λ −∆ = ∆ + + (1.8)

Trong ó: t = 1,…, T 2(0, )t uu iid σ ∼

Và m là khi lư ng tin ư c chn, z là véc tơ các bin gii thích (thu

nhp, bin chi phí cơ hi và có th là giá tr tr ca m), EC là phn hiu chnh

i b h h ti i iá t â b dài h ư lư

37



ngoi sinh yu cho phép s dng cách tip cn phươ ng trình ơ n thì mô hình

tuyn tính này s ư c kim nh tip cho trư ng h p ch nh STR phi tuyn.

Theo Terasvirta, chúng ta s dng hàm chuyn tip logistic, G(.) và

biu din mô hình STR như sau:

mt = φ’zt + θ’ztG(γ , c, st) + ut

t = 1,…, T ;

2(0, )t u

u iid σ ∼

1

1

( , , ) 1 ( ) , 0K

t t k

k

G m c s exp s cγ γ

−

=

= + − − >

∏ (1.9)

( )' ', 't t t

z w x= là mt ma trn ((m+1)×1) ca các bin gii thích v i

' ' 1(1, ,..., ) ' ( ,..., ) 't t t p t t kt w m m x x x−= =vµ . G(.) là hàm chuyn tip (b gi i hn gia0 và 1) và ph thuc vào các bin chuyn (st ), tham s ngư ng (c) và tham s

“ trơ n” γ . Các véctơ φ và θ biu th cho các tham s trong phn tuyn tính

và phn phi tuyn ca mô hình tươ ng ng, và ma trn xt có th bao gm c

bin dng, c phn hiu chnh sai s là mt bin gii thích ngoi sinh. Hàm

chuyn G(.) có th có dng ơ n iu hoc i xng tùy thuc vào K= 1 hay

K= 2 trong hàm chuyn. V i K= 1 thì mô hình ư c gi là LSTR1 s có mt

ngư ng duy nht và quá trình chuyn gia hai trng thái là ơ n iu, còn v i

K= 2 (mô hình LSTR2) thì có mt ngư ng phía trên và mt ngư ng phía dư i

gia hai trng thái.Nu mô hình tuyn tính b bác b thì bư c tip theo là tin hành ư c

lư ng mô hình phi tuyn. Bư c cui cùng là ánh giá mô hình thông qua các

38



Nói chung so v i mô hình ư c lư ng cu tin tuyn tính thì mô hình

cu tin phi tuyn th hin và gii thích ư c rõ hơ n nhng tác ng mang

tính th ch, s nh hư ng ca tc ci cách tài chính, và mt s bin khác

mang tính phi tuyn nh hư ng t i nhu cu nm gi tin.

1.3. H QU CA NGHIÊN C U CU TIN I V I CSTT

1.3.1. Lý lun chung v CSTT

1.3.1.1. Quan ni m v CSTT

Chính sách tin t (CSTT) là mt b phn ca chính sách tin t tài

chính quc gia, thuc tm kinh t v ĩ mô do Ngân hàng trung ươ ng (NHTW)

vch ra và chính NHTW ưa vào vn hành trong thc t nhm n nh tin t

và nâng cao sc mua ca ng tin. Như vy, chúng ta có th thy:

- CSTT là mt b phn hu cơ cu thành chính sách kinh t tài chính

quc gia

- CSTT là công c kinh t v ĩ mô

- NHTW là ngư i ra và vn hành CSTT

- Mc tiêu tng quát ca CSTT là n nh và nâng cao sc mua ca

ng tin trong nư c

Vit Nam Ngân hàng Trung ươ ng (Ngân hàng Nhà nư c Vit nam)

là cơ quan ca chính ph, thc hin chc năng qun lý nhà nư c v tin t vàhot ng ngân hàng, chu trách nhim chính trong vic hoch nh và thc

thi chính sách tin t quc gia nhm n nh giá tr ng tin, góp phn m

bo hot ng ngân hàng và h thng t chc tín dng thúc y phát trin

39



1.3.1.2. H th ng các m c tiêu c a CSTT

CSTT là mt trong nhng vn hp dn nht và gây nhiu tranh cãi

nht trong kinh t v ĩ mô vì tính cht a dng ca nó. Tuy iu hành CSTT rt

khác nhau gia các th i kỳ, các giai on phát trin kinh t, khác nhau gia

các nư c song quy trình hot ng ca CSTT ca NHTW các nư c u theo

mt quy trình chung, có th tóm tt như sau:

Công c CSTT→MT hot ng→ MT trung gian→ MT cui cùng.

t ư c ích cui cùng ca CSTT, NHTW phi theo ui nhiu

mc tiêu trc tip và gián tip khác nhau. Các mc tiêu này có liên kt cht

ch v i nhau cũng như v i mc tiêu cui cùng ca CSTT. Vic la chn các

mc tiêu ca CSTT ư c coi là vic làm quan trng nht và khó khăn nhttrong vic xây dng và thc thi CSTT, nó quyt nh tính hiu qu hay không

hiu qu ca CSTT, b i vì mc tiêu quyt nh khuôn kh hay chin lư c

CSTT quc gia.

a. M c tiêu cu i cùng

Mc tiêu cui cùng c th ca CSTT ca nhng quc gia khác nhau thì

không ging nhau. Chng hn như mc tiêu ca CSTT mà Cc d tr Liên

bang M ưa ra là: to nhiu công ăn vic làm, tăng trư ng kinh t, n nh

giá c, n nh lãi sut, n nh th trư ng tài chính, n nh th trư ng ngoi

hi. Mc tiêu ca NHTW Liên bang c là hư ng t i: tăng trư ng kinh t,kim ch lm phát, n nh giá tr ng tin. Các mc tiêu CSTT ca

Malaysia cũng như mt s nư c Châu Á khác là: duy trì n nh tin t, n

nh t giá và thúc y phát trin h thng tài chính và ngân hàng góp phn

40



hư ng t i các mc tiêu ca kinh t v ĩ mô ó là tăng trư ng kinh t, to công

ăn vic làm, và n nh giá tr ng ni t.

Kim soát lm phát, n nh giá c, n nh giá tr ng ni t

Lm phát là s gia tăng ca mc giá chung theo th i gian. Lm phát

xy ra do rt nhiu nguyên nhân khác nhau.

- Theo quan im ca trư ng phái kinh t hc c in thì nguyên nhân

ca lm phát là do cung ng tin t, tc gia tăng ca lm phát theo trư ng

phái này úng bng tc tăng ca cung ng tin t. Do vy kim soát

ư c giá c và lm phát thì phi kim soát ư c tc ô tăng ca cung ng tin

t.

- Theo quan im ca trư ng phái Keynes thì lm phát có nguyên nhânt s bin ng ca cung cu v hàng hóa và dch v. Nu tng cu tăng lên

quá mc trong khi cung không kp áp ng hoc do chi phí sn xut tăng thì

cũng làm cho lm phát tăng. Tin ch là mt yu t làm thay i cu và làm

cho lm phát thay i. Năm 2004 lm phát nn kinh t Vit nam có mt s

nguyên nhân như: giá du tăng, cúm gia cm, nhu cu xut khu tăng quá

mc, cung tin tăng,...

Lm phát xy ra có th có tác ng hai mt n nn kinh t- xã hi, tích

cc hoc tiêu cc. Nu như lm phát mc va phi, có th d oán ư c thì

nó có tác

ng tích c

c

i v

i tăng tr

ư ng kinh t

. Còn khi l

m phát x

y ra

quá cao, có s bin ng quá l n thì nó s dn n s sai lch các tín hiu th

trư ng, làm gia tăng các khon chi phí thc ơ n, chi phí dày da, phân phi li

ca ci mt cách ngu nhiên không mong mun gia các thành viên trong xã

41



thu hút vn và nn kinh t s không có vn cho u tư, khó khăn cho tăng

trư ng kinh t.

Các nhà kinh t hc cho rng nn kinh t th trư ng thì phi chp nhn

lm phát tuy nhiên cn phi có nhng bin pháp phù h p ưa ra gi cho

lm phát mt t l nào ó to iu kin thúc y tăng trư ng kinh t. Theo

nghiên cu ca Mohsin S.Khan thì t l lm phát ti a thúc y tăng trư ng

nhng nư c phát trin là 1% năm, còn nhng nư c ang phát trin 11%năm [63]. t ư c mc tiêu ó thì không th thiu ư c vai trò ca

NHTW.

n nh giá tr i ngoi ca ng tin trên cơ s cân bng cán cân

thanh toán quc t và n nh t giá hi oái

S bin ng ca t giá hi oái s có tác ng n hot ng kinh t

trong nư c c bit là hot ng xut nhp khu. T giá hi oái ca ng

ngoi t mà thay i theo hư ng làm tăng t giá thc t thì s khuyn khích

xut khu do hàng hóa trong nư c r tươ ng i so v i hàng hóa khác nư c

ngoài và s không khuyn khích ngư i trong nư c tiêu dùng hàng ngoi. Quaó cán cân thươ ng mi s ư c ci thin hơ n, ngoi t thu v cho nn kinh t

tăng, thu nhp t xut khu tăng, tăng GDP. Tuy vy, khi t giá thc t tăng,

các doanh nghip trong nư c mà phi s dng các u vào nhp khu t nư c

ngoài s gp nhiu khó khăn do chi phí nhp khu l n. Ngư c li, nu t giá

hi oái ng ngoi t thay i theo hư ng làm gim t giá hi oái thc t

thì s gây bt l i cho xut khu và có tác dng khuyn khích nhp khu, ngoi

t chy ra nư c ngoài nhiu hơ n...

42



Tăng trư ng kinh t phn ánh s gia tăng ca sn lư ng thc t hoc

sn lư ng thc t bình quân u ngư i theo th i gian. Ch tiêu kinh t v ĩ mô

thông thư ng ư c s dng tính tc tăng trư ng kinh t là tng sn

phm quc ni- GDP. Khi cung ng tin t tăng, lãi sut tín dng thư ng

gim xung, chi phí u tư gim s khuyn khích u tư, tăng tng cu, tăng

trư ng kinh t. Ngư c li, cung tin gim làm cho lãi sut có xu hư ng tăng,

u tư gim, chi tiêu gim, tng cu gim, tăng trư ng gim.

To công ăn vic làm, gim tht nghip:

Cùng v i mc tiêu tăng trư ng kinh t, CSTT cũng hư ng vào mc tiêu

to công ăn vic làm cho nn kinh t. CSTT ch có th to ư c công ăn vic

làm nhiu hơ n thông qua các tác ng m rng u tư, m rng các hot ng

kinh t, chng suy thoái kinh t. Mun vy, NHTW cn phi tăng cung tin.

Tuy nhiên, khi ó thì CSTT ưa ra có th không th t ư c mc tiêu kinh t

v ĩ mô khác như n nh giá c, lm phát.

b. M c tiêu trung gian

Mc tiêu trung gian ca CSTT là nhng bin s tin t mà có th o

lư ng ư c, NHTW có th kim soát ư c và phi có tác ng d báo ư c

mc tiêu cui cùng. iu ó có ngh ĩ a là bin s tin t ó phi có mi liên h

v i mc tiêu hot ng và có th tác ng t i mc tiêu cui cùng ca CSTT.

Ngân hàng Th gi i qua úc kt kinh nghim ca các nư c ã chia mc

tiêu trung gian thành 3 loi sau:

* Mc tiêu trung gian là tng lư ng tin

43



tính mc tăng ca sn lư ng thc t; (iii) d báo tc tăng ca tc chu

chuyn tin t.

Tuy nhiên, mc tiêu trên s khó có th t ư c nu như tc chu

chuyn ca tin không n nh hoc có s bin ng không theo mt chiu

hư ng s gây khó khăn cho vic d báo. Chng hn như i v i nhng nư c

ang trong quá trình t do hóa tài chính, tin t hóa nn kinh t thì cu tin

tăng nhanh do ó tc chu chuyn ca tin gim xung, vic tăng cung tincó th không phi là nguyên nhân ca lm phát trong tươ ng lai như lý thuyt

s lư ng.

Do vy, i v i nhng nư c ang trong quá trình t do hóa tài chính,

tin t hóa nn kinh t thì vic xác nh mc tiêu khi lư ng tin không th áp

dng công thc ca lý thuyt s lư ng tin mà cn phi d báo cu tin

ưa ra con s chính xác v khi lư ng cung ng tin t tăng thêm.

* Mc tiêu trung gian là t giá

V i mc tiêu trung gian là t giá thì mc tiêu ca CSTT ca nư c la

chn mc tiêu ph thuc vào CSTT ca nư c neo t giá. Mc tiêu t giá tránh

ư c nhng bin ng ngn hn v lãi sut và sn lư ng do nhng bin ng

khó lư ng v nhu cu tin t nu như chn mc tiêu trung gian là tng lư ng

tin.

Thc hin mc tiêu t giá có ưu im là rt minh bch i v i dân

chúng và nu nư c neo t giá có lm phát thp thì v cơ bn nư c b neo t

giá cũng có lm phát thp vì sau mt th i gian iu chnh giá c nư c b neo

t giá s sát vi nưc neo t giá

44

i i h iá i hì khô h h h ú



t i vic c nh mt giá c tươ ng i thì không th ngăn chn nhng cú sc

thc i v i nn kinh t do b chi phi c sc ép phá giá, sn lư ng thc t s

gim (ít nht là trong ngn hn) nu tin lươ ng và giá c trong nư c là không

hoàn toàn linh hot.

* Mc tiêu trung gian là lãi sut th trư ng

NHTW iu hành CSTT hư ng lãi sut th trư ng theo lãi sut mc

tiêu. La chn lãi sut là mc tiêu trung gian ng ngh ĩ a v i vic hn ch tácng ca mc cu tin hoc cung tin n tng cu ca nn kinh t. iu này

có ngh ĩ a rng khi NHTW ã la chn mc tiêu trung gian là lãi sut th

trư ng thì không th ng th i chn tng khi lư ng tin là mc tiêu trung

gian.

Thc tin cho thy NHTW có th n nh ư c lãi sut danh ngh ĩ a trên

th trư ng thông qua vic xác nh giá tín phiu kho bc trên th trư ng m

nhưng vic xác nh lãi sut thc t là rt khó o lư ng vì nó ph thuc vào t

l lm phát d tính.

Tuy nhiên v i nhng nư c có t do hóa tài chính thì mc tiêu lãi sutkhông ư c la chn.

Tóm li, mc tiêu trung gian có th là tng khi lư ng tin, t giá hoc

lãi sut th trư ng. Mi mt mc tiêu ư c la chn gn lin v i nhng din

bin kinh t và th trư ng trong tng giai oan phát trin, gn lin v i mc

tiêu và gii pháp m bo n nh kinh t v ĩ mô. Như vy, la chn ư c

mc tiêu trung gian thích h p òi hi s phân tích k lư ng v các din bin

kinh t tin t hin ti và d báo trong tương lai và xác nh rõ nh hưng

45

M iê h



c. M c tiêu hot ng

Mc tiêu hot ng là nhng bin tin t mà NHTW có th tác ng

hay kim soát mt cách trc tip bng các công c ca CSTT, nhm thay i

mc tiêu trung gian và qua ó tác ng n mc tiêu cui cùng. Theo

Mishkin, tiêu chun la chn mc tiêu hot ng là ch tiêu tin t mà có

th d báo ư c mc tiêu trung gian và chu tác ng trc tip ca các công

c CSTT. Mc tiêu hot ng theo IMF có th là giá c tin t (lãi sut) hockhi lư ng tin cơ s .

Trong trư ng h p NHTW chn mc tiêu hot ng là lãi sut thì

NHTW là ngư i kim soát lãi sut ngn hn trên th trư ng liên ngân hàng.

NHTW thông qua công c ca CSTT có th kim soát trc tip lãi sut này.

Vic quy nh lãi sut trn, lãi sut sàn ca NHTW trên th trư ng liên ngân

hàng nhm to hành lang dao ng cho lãi sut ngn hn trên th trư ng theo

mc mong mun ca NHTW, thông qua s tác ng ca công c CSTT như

nghip v th trư ng m ...Trong trư ng h p vic ch o CSTT hu ht thông

qua s can thip ca NHTW trên th trư ng ngoi hi hơ n là vic iu chnh

lãi sut thì t giá li ư c xem là mc tiêu hot ng.

Nu mc tiêu hot ng là khi lư ng tin cơ s (MB) thì NHTW phi

d báo khi lư ng tin cơ s cn tăng thêm và thông qua các công c ca

CSTT kim soát trc tip khi lư ng tin ó.

Mc tiêu hot ng là khi lư ng tin cơ s ư c áp dng trong iu

kin th trư ng tin t chưa phát trin, kém hiu qu, kh năng cnh tranh

gia các ngân hàng thp, nht là trong tình hung nn kinh t có lm phát

46

1 3 1 3 Công c ca CSTT



1.3.1.3. Công c c a CSTT

t ư c mc tiêu ca CSTT, NHTW các nư c trên th gi i phi s

dng hàng lot công c ca CSTT. Mi mt quc gia thì vic s dng cng c

nào t ư c mc tiêu kinh t v ĩ mô t ra là không ging nhau nó ph

thuc vào quan im và sc mnh ca NHTW mi nư c. CSTT ư c vn

hành thông qua bn u mi quan h gia NHTW v i: chính ph, các nh

ch tài chính trung gian, th trư ng m , khu vc tài chính tin t i ngoi.Hai u mi ch yu ca NHTW khi vn hành các cng c ca CSTT là các

ngân hàng thươ ng mi (NHTM) cùng các t chc tín dng và th trư ng m .

CSTT thư ng có các công c iu tit sau:

a. Công c tái c p v n

ây là công c u tiên ca CSTT trên th gi i khi chưa có nghip v

th trư ng m . Tái cp vn là hình thc cp tín dng ca NHTW i v i các

NHTM. Tái cp vn là cách NHTW ưa tin ra lưu thông ng th i khng

ch v s lư ng và cht lư ng tín dng ca các NHTM và các t chc tín

dng. Qua ó, NHTW to cơ s u tiên cho vic thúc y toàn b h thngNHTM to ra bút t cũng như khai thông ư c năng lc thanh toán ca h.

Công c tái cp vn thư ng ư c thc hin bng cách chit khu hoc tái

chit khu các chng t có giá. Khi NHTW iu chnh lãi sut tái chit khu

thì chi phí tín dng thay i và do vy có th khuyn khích các NHTM vay

nhiu hơ n khi lãi sut tái cp vn gim và ngư c li.

Thông qua công c tái cp vn NHTW có th bơ m tin ra lưu thông,

khng ch ư c khi lư ng tin cung ng qua ó có th kìm ch lm phát

47

NHTW Do ó NHTW không th nm chc ưc kt qu iu tit cung tin



NHTW. Do ó, NHTW không th nm chc ư c kt qu iu tit cung tin

qua công c này.

b. T l d tr b t buc

T l d tr bt buc là t l ti thiu ca khi lư ng tin huy ng mà

các NHTM phi gi li dư i chc năng d tr mà không ư c s dng

kinh doanh nhm m bo kh năng thanh toán.

Công c này ln u tiên ư c s dng trên th gi i vào nhng năm

1930. Sau i suy thoái kinh t th gi i, rt nhiu các NHTM b v do

không m bo ư c kh năng thanh toán vì th FED ã s dng công c d

tr bt buc phc hi hot ng ca các NHTM nhưng chính vic ép các

NHTM tăng t l d tr bt buc quá cao làm cung tin gim, lãi sut tăng,

u tư gim, tăng trư ng gim, tht nghip gia tăng. Cuc i suy thoái kinh

t 1929-1933 li càng b trm trong hơ n khi FED thay i chính sách d tr

bt buc vào năm 1936 và 1937.

Khi NHTW gim t l d tr bt buc, làm tăng kh năng cung ng tín

dng ca các NHTM, tăng kh năng to tin cho các NHTM, cung tin tăng,lãi sut có xu hư ng gim, u tư tăng và tăng trư ng kinh t và ngư c li.

Thông qua vic thay i t l d tr bt buc NHTW có th tác ng

v c khi lư ng và giá c ca tín dng ca các NHTM [12]:

- V s lư ng: khi tăng gim t l d tr bt buc khi ó chính làNHTW ã tht cht hay là n i lng kh năng to tin ca các NHTM

- V chi phí: khi tăng t l d tr bt buc có ngh ĩ a là các NHTM s

48

các NHTM không cn li nhiu tin dưi dng d tr như trưc s



các NHTM không cn li nhiu tin dư i dng d tr như trư c, s

vn có kh năng cho vay tăng, chi phí tín dng do vy gim i.

- Tăng gim s lư ng tín dng kép: do chí phí tín dng thay i nên lãi

sut cho vay cũng b thay i theo và do ó dung lư ng tín dng cũng

b nh hư ng.

Như vy, công c t l d tr bt buc ca NHTW có 3 tác ng kép

qua ó có th buc các NHTM m rng hay hn ch tín dng. Tuy nhiên,công c này s không th tác ng trc tip n cơ cu tài sn có ca mi

NHTM trong c h thng mà nó ch tác ng n nhng NHTM không có d

tr dư tha. Kh năng nh hư ng n cung ng tin t ca công c này là

chm.

c. Nghi p v th tr ư ng m

Như chúng ta ã thy các nghip v tái chit khu ca NHTW là

phươ ng cách NHTW bơ m tin vào nn kinh t. Nhưng nghip v này có

hn ch i v i kh năng iu chnh cung ng tin t ca NHTW vì nó ph

thuc vào nhu cu vay ca các NHTM. Hơ n na, các NHTM li ít mun vayca NHTW do iu kin hoc th tc cht ch hoc khi bn thân h không có

nhu cu vay tin. Ngư c li, thông qua nghip v th trư ng m các NHTM

có th tìm cho mình ngun tài tr cn thit v i các th tc nhanh gn hơ n.

Qua ó thì NHTW có th ch ng hơ n trong vic iu tit cung ng tin t.

Th trư ng m là mt kênh NHTW phát hành tin cho nn kinh t

hoc rút b t tin ra khi lưu thông bng cách mua hay bán các loi tín phiu

ngn hn T ó NHTW trc tip làm thay i khi lưng tin cơ s trong

49

khi lưng vay chit khu gim sút nghiêm trng do vy FED rt túng tin và



khi lư ng vay chit khu gim sút nghiêm trng do vy FED rt túng tin và

FED gii quyt vn này bng cách mua các chng khoán sinh lãi. Khi làm

như vy thì FED thy d tr trong các NHTM tăng lên cũng như là khi

lư ng tin cho vay và tin gi ca các NHTM tăng lên gp bi. T ó hot

ng này tr thành công c iu tit cung ng tin t ca NHTW, ngày nay

gi là nghip v th trư ng m .

Nghip v th trư ng m có mt s ưu im so v i các công c khácca CSTT như:

- NHTW có th kim soát hoàn toàn khi lư ng giao dch trên th

trư ng m .

- NHTW có th iu chnh khi lư ng tin cơ s mt cách linh hot và

chính xác.

- NHTW có th d dàng o ngư c chiu tác ng n các mc tiêu

cui cùng bng cách o ngư c chiu công c th trư ng m

- NHTW có th hoàn thành nhanh chóng vic tác ng n khi lư ng

tin mà không b chm tr v mt hành chính. Khi NHTW quyt nh

mun thay i lư ng tin cơ s hoc d tr thì ch vic ra lnh cho

ngư i kinh doanh chng khoán và vic mua bán ư c thc hin ngay

tc th i.

1.3.1.4. i u ki n th c thi CSTT hi u qu

Mt khung kh CSTT ca bt kỳ NHTW nào u phi có y các

yu t, ó là công c CSTT, mc tiêu hot ng, mc tiêu trung gian, mc

50

Các nhà nghiên cu kinh t th gi i ã chng minh rng nhng nư c



g g g g g

ang trong quá trình chuyn i, NHTW c lp, có quyn làm theo ý mình

và có tính trách nhim cao ã h tr và mang n kt qu thc s là lm phát

thp hơ n. Vy tính c lp, minh bch và trách nhim ca NHTW trong thc

thi CSTT ư c hiu như th nào?

Tính c lp ca NHTW v khái nim và tiêu chí ca các nư c có th

không ging nhau. Trong kt qu kho sát ca NHTW Anh thông qua phiuiu tra ca 77 nư c trên th gi i năm 1999 cho thy a s các nư c ang

phát trin và chuyn i cũng như các nư c phát trin u cho rng tính c

lp ca NHTW là s c lp trong hot ng, trong vic s dng các công c

CSTT và thc thi CSTT. Tuy mt s ít nư c cho rng tính c lp là t các cơ

quan chính tr hoc thâm ht ngân sách. Mt NHTW c lp trong iu hànhCSTT là nhân t thúc y năng lc s dng các công c CSTT ca NHTW

nhm t ư c mc tiêu do chính ph t ra, tăng hiu qu thc thi CSTT.

Tính minh bch ca NHTW trong iu hành CSTT th hin vic

thông tin y t i dân chúng dân chúng hiu v hành ng chính sách

(tính minh bch trong vic gii thích các quyt nh chính sách), s phân tích

và d báo các phn ng chính sách ca NHTW (tính minh bch trong gii

thích s ánh giá, phân tích và d báo). Mc minh bch ph thuc vào

mc cam kt ca NHTW trong vic ưa ra và gii thích các vn chính

sách. Tính minh bch làm gia tăng hiu qu thc thi CSTT vì khi dân chúnghiu rõ v CSTT ca NHTW thì h s quyt nh u tư, tính toán chi phí, giá

thành chính xác hơ n... qua ó tăng cư ng tác ng và gim tr ca CSTT

51

tính trách nhim ca NHTW có liên h cht ch v i nhau. Tính trách nhim



càng cao thì càng tăng cư ng tính minh bch.

* S phù h p v mc tiêu và bin pháp ca các chính sách vĩ mô

S phù h p v mc tiêu và gii pháp ca các chính sách kinh t v ĩ mô

là iu kin quan trng m bo tính hiu qu ca quá trình xây dng và

thc thi CSTT. iu kin này xut phát t mi quan h tt yu gia các khu

vc trong nn kinh t th hin qua các tài khon kinh t v ĩ mô. Thu chi ngânsách gn lin v i tit kim (S) và u tư (I) ca nn kinh t. S và I li là kt

qu ca cán cân thanh toán. Nhng khon mc ó li nm trong bng cân i

tin t toàn ngành... Qua ó có th thy rng vic xây dng CSTT phi ư c

t trong chươ ng trình tài chính quc gia. CSTT phi ư c t ra trong mi

liên h v i các chính sách kinh t v ĩ mô khác ca nn kinh t.

* S phát tri n ca các nh ch tài chính và th tr ư ng ti n t

S vng mnh ca các nh ch tài chính không ch to cơ s vng

chc cho tăng trư ng kinh t mà còn là mt xích quan trng tip nhn và

phn ng các quyt nh chính sách ca NHTW. S yu kém và v cacác nh ch tài chính s là ngòi n cho s mt n nh tin t, qua ó CSTT

không t ư c mc tiêu.

Cũng như các nh ch tài chính, th trư ng tin t là ư ng dn quan

trng trong cơ ch truyn dn ca CSTT. Mt th trư ng tin t kém phát trin

khó có th chuyn ti chính xác các quyt nh chính sách ca NHTW t i th

trư ng và ngư c li NHTW cũng khó có th nhn ư c các yêu cu ca th

trưng có quyt nh chính xác trong iu hành CSTT nhm t ưc mc

52

CSTT trong vic theo ui mc tiêu t ra. Tính c lp, minh bch và trách



nhim trong iu hành CSTT ca NHTW m bo lòng tin ca các thành viên

th trư ng tài chính i v i vic thc thi CSTT ca NHTW. S phù h p v

mc tiêu và gii pháp kinh t v ĩ mô m bo tính hiu qu ca mc tiêu mà

CSTT theo ui, và s phát trin ca các nh ch tài chính và th trư ng tin

t là iu kin h tr tích cc cho vic thành công ca quá trình xây dng và

thc thi CSTT.

1.3.2. H qu ca nghiên c u cu tin i v i CSTT

Nghiên cu thc nghim v cu tin trên th gi i cho các nư c có mt

s ng dng thc tin sau ây khi hoch nh CSTT, c th là:

Th nh t , thông qua vic ư c lư ng hàm cu tin NHTW có th d báo

ư c nhu cu tin ca nn kinh t và da trên cơ s s bin ng v cu tin

ưa ra d kin khi lư ng tin tăng hàng năm. Khi mc tiêu hành ng và

mc tiêu trung gian ca CSTT ư c lư ng hóa da trên cơ s phân tích nh

lư ng nó s làm tăng tính minh bch ca CSTT, t ó làm tăng hiu qu thc

thi CSTT ca NHTW.Th hai, v i mt hàm cu tin n nh trong th i gian nghiên cu, phù

h p v i lý thuyt cu tin và thc tin phát trin kinh t thì các nhà hoch

nh chính sách s bit ư c các h s nh hư ng ca các bin s kinh t như

thu nhp và lãi sut t i nhu cu nm gi tin ca công chúng có th ưa ra

các quyt nh chính sách phù h p.

Chng hn như h s nhy cm ca cu tin i v i thu nhp ư c lư ng

ưc nu bng 1 iu ó hàm ý quan h gia cung ng tin t tăng thêm và

53

cung ng tin t tăng thêm không th da trên cơ s ca lý thuyt s lư ng



tin mà phi da trên cơ s d báo cu tin ca nên kinh t ó. Tuy nhiên i

v i nhng nư c có th trư ng tài chính phát trin mc cao thì h s nhy

cm ca cu tin i v i thu nhp có th nh hơ n 1.

H s nhy cm ca cu tin i v i lãi sut s cho thy nh hư ng ca

các quyt nh CSTT n các bin s kinh t v ĩ mô chng hn như lãi sut,

u tư, tng cu ca nn kinh t. Theo mô hình IS-LM chúng ta thy, nu cutin kém nhy cm v i lãi sut, h s ư c lư ng ư c ca lãi sut trong hàm

cu tin là nh, thì mt quyt nh thay i cung ng tin t ca NHTW s

làm cho lãi sut thay i nhiu, u tư thay i nhiu và do vy nh hư ng

mnh t i tng cu và sn lư ng ca nn kinh t. Trong trư ng h p ó thì

chính sách tài khóa nh hư ng yu t i iu tit sn lư ng, NHTW có vai tròquan trng hơ n trong vic thc hin mc tiêu kinh t v ĩ mô. Khi ó càng nhn

mnh s cn thit phi có các iu kin thc thi hiu qu CSTT (ã nêu

phn trên) ca NHTW.

Còn nu như h s nhy cm ca cu tin i v i lãi sut là l n thì s

thay i trong cung ng tin t làm lãi sut thay i ít, u tư thay i ít và do

ó ít nh hư ng n tng cu và sn lư ng cân bng. CSTT khi ó nh hư ng

yu t i mc tiêu kinh t v ĩ mô còn chính sách tài khóa có tác ng mnh. Nu

vy, vic iu hành CSTT càng cn có s phi h p cht ch v i các chính

sách kinh t v ĩ mô khác nhm t ư c nhng mc tiêu mà chính ph ã ra.

Tuy vy thì nghiên cu cu tin cũng ch cho chúng ta thy ư c s

54

trong mô hình IS-LM). Do vy ư c lư ng mt hàm cu tin thc nghim cho



nn kinh t là cn thit nhưng cũng cn phi nghiên cu thêm v cung cu

hàng hóa trong nn kinh t na.

Tóm t t chươ ng 1

Cu v tin ư c nghiên cu t lâu trên th gi i v c lý thuyt và thc

tin do tm quan trng ca vic d báo nhu cu tin trong vic hoch nh và

thc thi chính sách tin t. Tuy nhiên phn l n các nghiên cu thc nghim v cu tin ư c thc hin nhng nư c kinh t phát trin, nhng nư c có h

thng thng kê phát trin tt. Các nghiên cu cu tin thc nghim các

nư c nói chung u da trên cơ s lý thuyt cu tin cơ bn nhưng mô hình

cu tin c th các nư c khác nhau thì không ging nhau. Mô hình cu tin

c th cho mi nư c ph thuc vào nhng vn thc tin ca mi quc gia

như s phát trin ca h thng ngân hàng, th trư ng tài chính, quá trình t do

hóa, m ca nn kinh t, s c lp ca ngân hàng trung ươ ng, mc can

thip ca chính ph vào th trư ng, mc ôla hóa ca nn kinh t,...

Khi ư c lư ng hàm cu tin thc nghim chúng ta có th s dng dnghàm tuyn tính hoc phi tuyn. Tuy nhiên, mô hình m i nht trong xu hư ng

nghiên cu cu tin trên th gi i chưa chc ã là mô hình tt nht ư c la

chn gii thích nhu cu nm gi tin cho tt c các nư c. Vic la chn mô

hình nào, bin s nào cho gii thích cu tin còn là mt vn mang tính thc

tin ca mi quc gia.

Thc tin nghiên cu cu tin trên th gi i cho thy dù nghiên cu thc

nghim da trên các lý thuyt và phươ ng pháp có th là khác nhau nhưng kt

55

tt cho vic d báo cung ng tin t tăng thêm hàng năm. ng th i v i các



h s ư c lư ng ư c trong hàm cu tin NHTW s bit ư c nh hư ng ca

các bin s kinh t n s thay i cu tin t ó iu chnh cung ng tin

t phù h p v i mc tiêu kinh t v ĩ mô mà chính ph ã t ra. Hơ n th nghiên

cu cu tin còn cho chính ph thy ư c vai trò ca các chính sách kinh t

trong tng th i kỳ có th có s phi h p chính sách tt nht cho mc tiêu

kinh t v ĩ mô ã t ra.

V i mc tiêu nghiên cu cu tin Vit Nam ưa ra khuyn ngh

i v i CSTT thì chươ ng tip theo ca lun án s xem xét thc trng v vic

thc thi CSTT ca NHNN Vit Nam và các nhân t nh hư ng t i vic thc

thi CSTT và cu tin Vit Nam qua ó có th chn ư c các bin gii

thích phù h p hành vi nm gi tin ca ngư i dân Vit Nam và chn ư c môhình ư c lư ng phù h p trong phn nghiên cu và ư c lư ng cu tin

chươ ng 3 và ưa ra nhng ng dng cho hoch nh CSTT ca NHNN nhm

nâng cao hiu qu ca CSTT chươ ng 4.

56

Chươ ng 2



TH C TRNG V CHÍNH SÁCH TIN T VÀ

CÁC NHÂN T NH HƯ NG N CHÍNH SÁCH TIN T

VIT NAM

Như trên chúng ta ã thy rng vic nghiên cu cu tin ư c thc hin

nhiu nư c trên th gi i. Các hàm cu tin thc t u ư c xây dng da

trên mt khung kh lý thuyt cu tin nói chung nhưng các mô hình cu tin

c th cho tng nư c thì không h ging nhau. Mô hình cu tin c th cho

tng nư c tùy thuc vào môi trư ng kinh t v ĩ mô và s phát trin ca h

thng tài chính,... ca nư c ó. Chng hn như chính sách tin t, chính sách

tài khóa, thc trng cán cân thanh toán, s phát trin ca các trung gian tài

chính, th trư ng vn... Do vy, Chươ ng 2 ca lun án s cp t i nhng

vn như thc trng v CSTT, các nhân t nh hư ng t i CSTT Vit Nam

hin nay nhm ánh giá thc trng thc thi CSTT ca NHNN ng th i to

cơ s cho vic la chn úng và phù h p các bin s trong hàm cu tin Vit Nam.

2.1. TH C TRNG V CHÍNH SÁCH TIN T T NĂM 1990 N NAY

2.1.1. Mc tiêu và công c ca CSTT

2.1.1.1. M c tiêu c a CSTT

a) Th i k ỳ t nă m 1990- 1998

ây là th i kỳ mà NHTW thc hin chính sách tin t theo Pháp lnh

57

NHNN xác nh các mc tiêu CSTT da trên cơ s bám sát các mc tiêu phát



trin kinh t xã hi và tình hình hot ng ngân hàng.

Nhng năm 1990– 1995, Ngh quyt ca i hi ng ln th VII

khng nh mc tiêu kinh t trong giai on này là: y lùi lm phát; n nh,

phát trin và nâng cao hiu qu sn xut xã hi; n nh và tng bư c ci

thin i sng nhân dân, bt u có tích lu ni b nn kinh t; tng bư c

hình thành và m rng ng b các th trư ng; i m i và hoàn thin cáccông c qun lý v ĩ mô trng yu và ci tin công tác iu hành ca Nhà nư c.

Do vy, mà vic qun lý tin t ca NHNN trong c giai on này hư ng vào

mc tiêu kim ch lm phát nhm n nh giá tr ng tin, n nh tin t, và

h tr cho tăng trư ng kinh t. Tuy nhiên, trong tng năm, ngoài vic theo

ui mc tiêu dài hn trong c giai on nêu trên, mc tiêu qun lý tin t caNHNN cũng ư c xác nh c th trên cơ s bám sát thc trng kinh t, tình

hình thc t h thng tin t và ngân hàng.

B ng 2.1. T ă ng trư ng kinh t , l m phát, t c tă ng M2 và

tă ng trư ng tín d ng t nă m 1990- 1998

ơ n v : %/nă m

Năm 1990 1991 1992 1993 1994 1995 1996 1997 1998

Tăng trư ngGDP

5,1 5,8 8,7 8,1 8,8 9,5 9,3 8,2 5,8

Lm phát 67,5 67,4 17,5 5,3 14,4 12,7 4,5 3,6 9,2

Tăng M21 20,2 25,1 33,7 19,0 23,2 22,6 22,7 26,1 23,9

Tăng trưng tín

58

* N ă m 1990- 1991:



B i cnh kinh t : ây là hai năm u thc hin i m i hot ng ngân

hàng theo Pháp lnh Ngân hàng. Nn kinh t va thoát khi th i kỳ siêu lm

phát nhưng vn còn mc khá cao trên 60% năm. Chính ph ã thc hin

chươ ng trình ci cách kinh t toàn din nhưng vn có s can thip nng n ca

bàn tay hu hình, năng lc qun lý và năng lc tài chính ca các t chc kinh

t còn nhiu yu kém. H thng ngân hàng trong tình trng khó khăn, nhiu

qu ĩ tín dng nhân dân b, n khê ng tăng, n khó òi phát sinh, tin mt

khan him, uy tín h thng ngân hàng gim sút, nhiu xí nghip quc doanh

gp khó khăn, công n dây dưa...

Chính sách ti n t : Theo Pháp lnh NHNN năm 1990, NHNN có chc

năng qun lý tin t thc hin theo cơ ch “qun lý tin t và cơ ch iu hoà

lưu thông tin t” v i mc tiêu chng lm phát, n nh giá tr ng tin, n

nh t giá. t ư c mc tiêu ó NHNN ã thc hin chính sách tín dng

la chn, iu chnh cơ cu tín dng theo hư ng tăng cư ng cho vay các

doanh nghip ngoài quc doanh làm ăn có lãi, gim cho vay các doanh nghip

quc doanh làm ăn thua l nhm khc phc n tn ng ca các NHTM và

hn ch tăng trư ng tín dng không hiu qu gây áp lc lm phát; Gim tài

tr vn cho vay nn kinh t t NHNN bng cách các NHTM a dng hoá các

hình thc huy ng m rng huy ng ngun vn trong dân nhm áp ng

nhu cu tín dng nn kinh t; thc thi chính sách qun lý ngoi hi cht ch nhm tp trung ngoi t cho Nhà nư c, hình thành hai trung tâm giao dch

ngoi t, qua ó t giá chính thc công b sát v i th trư ng hơ n.

59

* N ă m 1992-1995



B i cnh kinh t : ây là 3 năm cui ca th i kỳ t nư c thc hin k

hoch i m i 5 năm ln th nht. Giá c ca nn kinh t vn có s bin ng

l n. Mc tiêu kinh t v ĩ mô chính ph t ra là vn tip tc kim ch lm

phát.

Chính sách ti n t : Tip tc thc hin mc tiêu ca chính sách tin t

theo pháp lnh ngân hàng. C th năm 1993 Thng c NHNN công b là:“Tip tc phn u n nh tin t, n nh t giá ngoi t và giá vàng, góp

phn h thp tc lm phát xung dư i 15%, m bo tăng trư ng kinh t

theo d kin ca Quc hi là 7,5%. Chính vì th mà th i kỳ này NHNN thc

hin chính sách tin t cht chng lm phát, n nh thêm mt bư c sc

mua ca ng tin và góp phn tăng trư ng kinh t. t ư c mc tiêu t

ra thì vic kim ch khi lư ng tin cung ng tăng thêm n nh tin t

thông qua iu tit khi lư ng tin cơ s , khi lư ng tín dng và các phươ ng

tin thanh toán là vic cn làm. Các công c ca chính sách tin t th i kỳ này

bao gm: tái cp vn (cho vay, chit khu, tái chit khu i v i giy t có

giá ca t chc tín dng); lãi sut (công b lãi sut chit khu, lãi sut trn và

lãi sut sàn); d tr bt buc; t giá.

T năm 1992, NHNN cũng ã lư ng hóa ư c khi lư ng tin cung

ng tăng thêm da trên cơ s t l tăng trư ng kinh t và lm phát theo công

thc sau:

( )c e p MB MS g g a∆ = + + (2.1)

60

• g p là t l lm phát ca năm k hoch



• Hng s a là % tác ng ca các yu t khác

Nu theo công thc này thì chúng ta có th thy mt s vn tn ti

sau cách xác nh khi lư ng tin cơ s tăng thêm là:

• Th nht, NHNN ã không phân bit rõ ràng gia khi lư ng tin cơ s

và tng khi lư ng cung ng tin.

• Th hai, NHNN không thy ư c tác ng ca quá trình to tin ca h

thng NHTM. MB có nh hư ng t i MS theo s nhân tin hay còn gi

là h s to tin k.

Do ó, nu tính theo công thc trên xác nh khi lư ng cung ng

tin t tăng thêm thì s dn n lm phát nhưng thc tin lm phát ca cácnăm 1992-95 lm phát li thp, NHNN vn t ư c mc tiêu lm phát. Các

nhà kinh t cho rng v i cách tính như trên mà lm phát th i kỳ ó vn ư c

kìm gi thp có nguyên nhân t thc tin nn kinh t sau ci cách, nn kinh t

ang trong quá trình tin t hóa v i nhu cu tin l n nhng năm u 1990.

* N ă m 1996- 1998

B i cnh kinh t : ây là nhng năm nn kinh t có nhiu bin ng

nht t khi i m i, nn kinh t không ch gp các bin ng trong nư c mà

còn chu nh hư ng b i cuc khng hong tài chính tin t ông Nam Á.

Chính sách ti n t : Chính sách tin t trong c giai on 1996-98 vn

hư ng t i mc tiêu kim ch lm phát mc dư i 2 con s và h tr cho tăng

trưng kinh t tuy vy mc tiêu c th tng năm có khác nhau gn vi các

61

tăng trư ng kinh t như mc tiêu Quc hi t ra (9-10%). t ư c mc

tiêu cui cùng này NHNN ã ưa ra các tiêu chí tin t c th là tăng trưng



tiêu cui cùng này, NHNN ã ưa ra các tiêu chí tin t c th là tăng trư ng

tin t (M2), hn ch mc 21,5%, tín dng tăng mc 20%. Kt qu là năm1996 nn kinh t tip tc tăng trư ng cao 9,4%, lm phát tip tc ư c kim

ch mc thp 4,5%. Năm 1996 cũng là năm mà NHNN thay i cách tính

lư ng cung ng tin t d kin tăng hàng năm th hin ư c mi quan h gia

MS v i MB và các ch tiêu kinh t v ĩ mô khác.

dc MB MB MB∆ = − (2.2)

cc

MS MB

k = (2.3)

Trong ó:

• MBc là khi lư ng tin cơ s cui kỳ (tính n 31/12 năm k hoch )

• MBd là khi lư ng tin cơ s u kỳ

• MSc là tng phươ ng tin thanh toán n cui kỳ

• k là h s to tin d kin

( )1c d e p MS MS g g= + + (2.4)

Cách xác nh khi lư ng tin cung ng tăng thêm nêu trên ã khc

phc ư c nhng sai sót khi tính khi lư ng tin tăng thêm vào năm 1992.

NHNN ã xác nh ư c nhng nh hư ng ca nhân t k n tng khi lư ngcung ng tin. Cách xác nh này trong vic tính toán khi lư ng tin tăng

thêm ca NHNN t năm 1996 ã phù h p v i lý thuyt kinh t hơ n.

62

hi gim2, NHNN ã t mc tiêu chính sách tin t năm 1997 là kim ch

lm phát mc 7 8% h tr tăng trưng kinh t t mc cao (9 10%) tăng



lm phát mc 7- 8%, h tr tăng trư ng kinh t t mc cao (9- 10%), tăng

d tr ngoi hi cho Nhà nư c, gi n nh lãi sut, kim soát t giá khuyn khích xut khu và hn ch nhp khu. Các ch tiêu tin t ch yu

ư c nh hư ng như sau: tăng trư ng M2 mc 22- 24%, tăng trư ng tín

dng 23–24%, tăng trư ng huy ng vn mc khong 25%.

Năm 1998, cuc khng hong tài chính tin t trong khu vc bt u có

nhng nh hư ng tiêu cc n tình hình xut khu; th trư ng tin t trong

nư c và quc t din bin phc tp, sc ép phá giá VND tăng, tc tăng

trư ng tín dng chm dn n sc ép gim lãi sut VND, h thng ngân hàng

có du hiu yu kém. Trư c tình hình như vy, mc tiêu iu hành chính sách

tin t là tip tc theo ui chính sách tin t cht ch, tip tc duy trì và nângcao giá tr ng tin, kim soát lm phát mc dư i 7%, n nh th trư ng

ngoi hi và t giá, ci thin cán cân thanh toán, góp phn n nh kinh t v ĩ

mô, duy trì tc tăng trư ng kinh t cao (8,5- 9%). t ư c mc tiêu

này, các ch tiêu tin t nh hư ng ư c t ra là: M2 tăng 18%, huy ng

vn tăng 25%, mc tăng dư n tín dng khong 20%.

Như vy, có th nhn nh rng mc tiêu chính sách tin t trong các

năm 1996– 1998 ư c t ra bám sát v i các din bin thc t và các mc tiêu

kinh t v ĩ mô. Mc tiêu iu hành ư c t ra tươ ng i c th hơ n so v i các

năm trư c. Các tiêu chí tin t có th coi là mc tiêu trung gian ã ư c nh

lư ng c th hơ n. Riêng mc tiêu hot ng vn chưa ư c xác nh rõ.

b) Th i k ỳ t nă m 1999 n nay

63

ng tin, kim ch lm phát, góp phn thúc y phát trin kinh t - xã hi,

bo m quc phòng an ninh và nâng cao i sng ca nhân dân Bên cnh



bo m quc phòng, an ninh và nâng cao i sng ca nhân dân. Bên cnh

các mc tiêu ư c quy nh trong Lut NHNN, trong tng giai on c th,NHNN còn theo ui các mc tiêu như m bo n nh h thng ngân hàng.

Do có quá nhiu mc tiêu t ra cho chính sách tin t nên vic iu hành

chính sách cũng gp nhiu khó khăn.

B ng 2.2. T ă ng trư ng kinh t , l m phát, t c tă ng M2 và

tă ng trư ng tín d ng t nă m 1999- 2006

ơ n v : %/nă m

Năm 1999 2000 2001 2002 2003 2004 2005 2006

Tăng trư ng 4,8 6,8 6,9 7,1 7,3 7,7 8,4 8,17Lm phát 0,1 -0,6 0,8 4,0 3,0 9,5 8,4 6,6

M2 39,3 38,96 25,53 17,7 24,94 30,39 29,65 33,59

Tăng trư ngtín dng

23,5 38,14 21,44 22,2 28,41 41,65 31,1 25,44

Ngun: NHNN, IMF, T ng cc th ng kê

Năm 1999 do tác ng ca cuc khng hong tài chính tin t khu vc,

tăng trư ng năm 1998 gim sút mnh (5,8%) so v i năm 1997 (8,8%). NHNN

tip tc thc hin chính sách tin t thn trng, nhm t mc tiêu n nh giá

tr VND, n nh t giá, kim soát th trư ng ngoi hi hn ch tác ng

xu ca cuc khng hong tài chính tin t, h tr tăng trư ng kinh t t mc

5 - 6%, kim soát lm phát mc 5 - 6% và m bo an toàn h thng. t

64

Năm 2000 ng và Chính ph ã t ra mc tiêu phát trin kinh t xã

hi là “huy ng ni lc, chn à gim sút nhp tăng trưng kinh t, phát



hi là huy ng ni lc, chn à gim sút nhp tăng trư ng kinh t, phát

trin kinh t v i tc cao hơ n năm 1999, t ư c s chuyn bin mnh m trong v ci cách cơ cu kinh t, nâng cao hiu qu và sc cnh tranh, ch

ng tham gia tin trình hi nhp kinh t”. NHNN ã ra mc tiêu iu

hành chính sách tin t năm 2000 là thc hin chính sách tin t n i lng thn

trng va m bo mc tiêu n nh giá tr ng tin, kim soát lm phát

mc 6%, góp phn thúc y tăng trư ng kinh t (t 5,5- 6%), ng th i tip

tc thc hin ch trươ ng kích cu ca Chính ph, tip tc n nh h thng

ngân hàng. Chính vì vy, các mc tiêu tin t ch yu như tăng trư ng tín

dng ư c nh hư ng mc 28- 30%, tng phươ ng tin thanh toán M2 d

kin tăng 38%.

T năm 2001 n nay thc hin Chin lư c 10 năm phát trin kinh t

2001-2010 theo các mc tiêu chin lư c phát trin kinh t - xã hi do i hi

ng ln th IX ra. Trong ó, mc tiêu dài hn (2001 - 2010) trong iu

hành, thc thi chính sách tin t ã ư c xác nh: “Thc thi chính sách tin

t bo m n nh kinh t v ĩ mô, kim soát lm phát, thúc y sn xut và

tiêu dùng, kích thích u tư phát trin”. Nht quán v i mc tiêu dài hn nêu

trên, mc tiêu chính sách tin t trong giai on 2001-2005 cũng ã ư c xác

nh theo tinh thn Ngh quyt i hi ng ln th IX: “Xây dng và thc

hin chính sách tin t nhm n nh kinh t v ĩ mô, kim soát lm phát, kích

thích u tư phát trin, bo m nn kinh t tăng trư ng cao và bn vng”.

t ư c các ch tiêu kinh t v ĩ mô như Ngh quyt i hi ng IX ra

(tăng trưng GDP bình quân hàng năm là 7 5% cho thi kỳ 2001 2005 lm

65

khong 20-25%, tăng trư ng tín dng i v i nn kinh t khong 16-20%

trong c giai on 2001 - 2010 (tăng bình quân 22% trong giai on 2001 -



g g ( g q g g

2005), phn u n 2005 tín dng trung dài hn t 40% tng dư n cho vaynn kinh t, t l n quá hn dư i 4%.

Hai năm 2003, 2004 là các năm có vai trò quan trng trong vic thc

hin k hoch phát trin kinh t- xã hi 5 năm 2001-2005, mc tiêu iu hành

chính sách tin t ư c xác nh gn cht v i các mc tiêu kinh t v ĩ mô, nht

là mc tiêu tăng trư ng GDP. i v i năm 2003, năm ư c coi là “bn l”

trong vic thc hin k hoch 5 năm, mt s mc tiêu kinh t v ĩ mô ư c t

ra là GDP tăng t 7- 7,5%, ch s giá tiêu dùng tăng không quá 5%. Trong khi

ó, tình hình kinh t th gi i tip tc có nhiu din bin phc tp: chin tranh

Irc, nn khng b, bnh dch SARS xy ra nhiu nư c có nh hư ng nhtnh n kinh t Vit Nam. t ư c các mc tiêu phát trin kinh t v ĩ mô

ã ra, mc tăng trư ng tín dng nn kinh t ư c nh hư ng khong 25%,

tăng trư ng huy ng vn khong 23%.

i v i năm 2004, mc tiêu tăng trư ng GDP ư c t ra là t 7,5-8%,

trong khi ch s giá tiêu dùng ư c nh hư ng không quá 5%. Tuy nhiên,

ngay t nhng tháng u năm 2004, xu hư ng tăng giá các mt hàng vt tư,

nguyên liu, năng lư ng ã nh hư ng n rt nhiu nn kinh t trên th gi i

trong ó có Vit Nam. Cng v i nh hư ng thiên tai, dch cúm gia cm làm

cho chi phí sn xut tăng làm lm phát tăng. Trong khi ó t ư c các

mc tiêu kinh t v ĩ mô nht là mc tiêu v tăng trư ng kinh t ng th i tip

tc góp phn kim soát lm phát, mc tiêu iu hành chính sách tin t ư c

66

tng phươ ng tin thanh toán d kin tăng khong 22%, tín dng cho nn kinh

t tăng khong 25%, huy ng vn tăng khong 24%.



g g y g g g

Cũng như năm 2004, thách thc i v i NHNN năm 2005 là va phi

chu áp lc góp phn m bo mc tiêu tăng trư ng cao (8,5%), va phi n

lc thc hin mc tiêu kim ch tc tăng giá tiêu dùng (dư i 6,5%), n

nh kinh t v ĩ mô. Vì vy NHNN tip tc thc hin chính sách tin t thn

trng cùng v i gii pháp n nh t giá. Năm 2005 NHNN tip tc iu hành

t giá n nh tươ ng i (tăng 0,86%) không to bt l i cho nn kinh t, áp

ng yêu cu khuyn khích xut khu, kim soát nhp khu. Tng phươ ng tin

thanh toán, tín dng cho nn kinh t, huy ng vn tăng d kin ging như

năm 2004.

Năm 2006, năm u tiên thc hin k hoch Phát trin kinh t xã hi 5năm 2006- 2010. Kỳ hp th XIII, Quc hi khóa XI ã t ra mc tiêu tăng

trư ng kinh t cho năm 2006 là 8%, t l tăng giá tiêu dùng thp hơ n tc

tăng trư ng kinh t. t ư c mc tiêu trên, NHNN d kin ưa ra mt s

ch tiêu tin t cho năm 2006 như tng phươ ng tin thanh toán tăng 23-25%,

tín dng i v i nn kinh t tăng khong 18-20% và tng huy ng vn tăng

khong 20-22%.

2.1.1.2. Công c c a Chính sách ti n t

a) Công c lãi su t

Trong nhng năm 1980 do nn kinh t trong th i kỳ bao cp v i tình

trang siêu lm phát NHNN ngăn chn lm phát ã thc hin chính sách lãi

sut thc âm u nhng năm 1990 khi ã chn ng ưc siêu lm phát thì

67

sut huy ng bình quân, chm dt bao cp v vn qua kênh tín dng ngân

hàng, và ch quy nh lãi sut trn i v i ngoi t. K t khi áp dng chính



sách lãi sut thc dươ ng n nay cơ ch iu hành lãi sut ca NHNN ãư c không ngng i m i và hoàn thin v i nhng bư c i thn trng tin

dn n mc tiêu t do hóa lãi sut. c bit trong nhng năm u thc thi

chính sách tin t, iu hành lãi sut v i vai trò như mt công c chính sách

tin t ã góp phn quan trng trong vic thc hin thành công mc tiêu chính

sách tin t hàng năm.

T năm 1996 n năm 1998, cơ ch iu hành lãi sut VND ã ư c

tip tc i m i v i nhng c im cơ bn ca chính sách lãi sut m i là:

• i v i lãi sut cho vay: NHNN quy nh mc trn ti a i v i lãi

sut cho vay ngn hn ư c quy nh thp hơ n trn lãi sut cho vaytrung hn. Lãi sut trn cho vay trên a bàn nông thôn cao hơ n thành

th nhm khuyn khích ngun vn thành th chuyn v nông thôn

• i v i lãi sut huy ng: NHNN không quy nh lãi sut ti thiu huy

ng mà th i kỳ này bt u có s t do hóa lãi sut huy ng, NHNN

ch quy nh chênh lch bình quân gia lãi sut huy ng và lãi sut

cho vay là 0,35%/tháng,

góp phn h tr tăng trư ng kinh t, trong th i gian t 1996 -1/1998

NHNN ã liên tc gim trn lãi sut, lãi sut cho vay ngn hn t

1,75%/tháng xung 1,2%/tháng, lãi sut cho vay trung dài hn gim t

1,7%/tháng xung 1,25%/tháng. Vic iu chnh gim trn lãi sut ã ư c

thc hin theo sát xu hư ng gim lm phát, s phát trin ca th trư ng tin

68

th và trn lãi sut ư c quy nh cao hơ n khu vc nông thôn (1%/ tháng)

m bo chi phí hot ng cho các NHTM nông thôn.



phù h p v i xu hư ng i m i hot ng ngân hàng và trên cơ s

ca Lut NHNN t tháng 8/2000 NHNN ã b quy nh v cơ ch trn lãi

sut chuyn sang áp dng cơ ch iu hành lãi sut theo lãi sut cơ bn (lãi

sut cho vay khách hàng ph bin tt nht ca các NHTM la chn). NHNN

công b lãi sut cơ bn và mt biên thích h p th hin bng s phn trăm

(%) tuyt i. Biên không có s phân bit gia thành th và nông thôn

cũng như không có s khác bit gia các t chc tín dng (tr Qu tín dng

nhân dân cơ s ). Tuy vy, biên có s khác bit gia lãi sut ngn hn,

trung hn và dài hn. Theo nguyên tc ó thì NHNN quy nh lãi sut cơ bn

và các t chc tín dng ư c phép cng thêm biên 0,3%/tháng i v i chovay ngn hn và 0,5%/tháng i v i cho vay trung dài hn VN. i v i lãi

sut cho vay ngoi t, các t chc tín dng ư c n nh lãi sut cho vay theo

lãi sut SIBOR cng biên . n năm 2001, khi iu kin th trư ng ã

tươ ng i n nh, NHNN quyt nh cho phép các t chc tín dng t quy

nh lãi sut cho vay cũng như huy ng bng ngoi t theo cung cu vn trênth trư ng. Như vy chúng ta có th thy vic áp dng cơ ch lãi sut cơ bn

ca NHNN là mt bư c tin quan trng trong tin trình t do hóa lãi sut

Vit Nam. Tuy nhiên, cơ ch này vn th hin s can thip ca chính ph th

hin vic NHNN khng ch biên nên lãi sut vn chưa phn ánh ư c s

bin ng cung cu v vn trong nn kinh t.

Và t tháng 6/2002, NHNN ã bt u thc hin cơ ch lãi sut tha

69

trong ó lãi sut tái cp vn ư c iu chnh dn tr thành lãi sut trn, lãi

sut chit khu ư c iu chnh dn tr thành lãi sut sàn. Tuy nhiên,



khung lãi sut này còn chưa thc s phát huy ư c vai trò nh hư ng lãi sutth trư ng. iu này là do nhng bt cp v cơ ch chuyn ti, s kém phát

trin ca th trư ng tài chính nói chung và th trư ng tin t nói riêng.

Năm 2004 và năm 2005 công c lãi sut ư c NHNN s dng linh hot

hơ n phù h p v i tình hình lm phát vào hai năm ó. NHNN liên tc iu

chnh nâng lãi sut cơ bn t 7,5% năm 2004 lên 8,25% năm 2005. Ngay

trong năm 2005 NHNN ã iu chnh lãi sut 3 ln nhm thc hin chính

sách tin t tht cht qua ó kim soát lm phát. Lãi sut tái cp vn tăng lên

5,5% vào tháng 1 năm 2005 (năm 2004 là 5%), 6% vào tháng 3/2005 và 6,5%

vào tháng 12/2005. Lãi sut tái chit khu 3% năm 2004 tăng lên 3,5% vàotháng 1/2005, 4% vào tháng 3/2005, và 4,5% vào tháng 12/2005.

Năm 2006, NHNN iu hành lãi sut theo hư ng thn trng, linh hot

nhm n nh mt bng lãi sut, m bo s h p lý gia lãi sut VN và lãi

sut ngoi t trong mi quan h v i t giá. Lãi sut huy ng Vit Nam ng

tăng khong 0.1- 0.4% tháng, lãi sut cho vay ng ni t tươ ng i n nh.

Lãi sut USD tăng khong 0.2- 0.6%/năm do tác ng ca lãi sut trên th

trư ng th gi i c th do FED năm 2006 ã 4 ln tăng lãi sut.

b) Công c t giá h i oái

Trư c năm 1989 ch t giá nư c ta là ch t giá c nh, 1USD ư c n nh mc 19 VN. Trong quá trình i m i hot ng ngân

hàng, t h thng ngân hàng mt cp sang hai cp, cơ ch iu hành t giá

70

bán trên th trư ng ch ư c phép dao ng trong biên cho phép so v i t

giá chính thc. Biên t giá ư c NHNN iu chnh linh hot theo s bin



ng ca nn kinh t. Nhm tránh nh hư ng bt l i t cuc khng hong tàichính tin t ông Nam Á, t u năm 1997 n năm 1998, NHNN ã 2 ln

iu chnh n i rng biên t giá t +/- 0,5% lên +/-5% và lên +/-10%, sau

ó nâng t giá chính thc t 11.175VND/USD lên 11.800 VND/USD (phá giá

5,6%), và sau ó tip tc phá giá 9,2% thông qua vic nâng t giá chính thc

t 11.815 VND/USD lên 12.998 VND/USD và iu chnh biên xung +/-

7%. n tháng 8/1998, t giá chính thc ã sát gn v i t giá trên th trư ng

t do.

T tháng 2 năm 1999 n nay, NHNN áp dng chính sách t giá bình

quân thc t trên th trư ng ngoi t liên ngân hàng cng biên giao dchcho phép. Theo ó, thay cho vic công b t giá chính thc, NHNN công b

t giá giao dch bình quân trên th trư ng liên ngân hàng ca ngày làm vic

gn nht và các NHTM ư c phép giao dch v i t giá không vư t quá t giá

do NHNN công b cng biên 0,1%. n tháng 7/2002, biên t giá ư c

m rng theo 2 chiu lên +/-0,25%. V i cơ ch iu hành t giá m i như vy,t giá ca ng VND ư c hình thành trên cơ s cung cu ngoi t trên th

trư ng và t giá trên th trư ng liên ngân hàng thư ng sát v i t giá th trư ng

t do. Thm chí có th i im t giá th trư ng t do cao hơ n t giá th trư ng

liên ngân hàng. Vic iu hành t giá thành công ã có tác ng áng k to

iu kin ci thin cán cân thanh toán, góp phn tăng d tr ngoi t Nhà

nư c.

71

26/04/1988, tng giám c NHNN quy nh mc ký gi vn ca các NH

chuyên doanh nhm m bo kh năng chi tr, mc ký gi vn ti a là 20%.



Vic ưa ra quy nh v mc ký gi vn cũng chính là nhm thc hin ư cmc ích ca công c t l d tr bt buc mà chính thc ư c thc hin

Vit Nam sau Pháp lnh NHNN. V mt lý thuyt mà nói thì d tr bt buc

là mt trong nhng công c iu tit gián tip cung ng tin ca chính sách

tin t. Khi NHNN mun thc hin chính sách tin t m rng thì NHNN s

iu chnh gim t l d tr bt buc, t ó làm tăng kh năng to tin ca h

thng NHTM, cung tin tăng và ngư c li. Tuy nhiên, t l d tr bt buc

ư c quy nh cng trong th i gian dài mc 10% /tng tin gi huy ng,

không có s phân bit gia các loi tin huy ng khác nhau. T tháng

6/1992 n năm 1995 tin gi d tr bt buc ư c gi trên mt tài khon

riêng. Còn t năm 1995 n 1997 tin gi d tr bt buc ư c gi trong mt

tài khon v i tin gi thanh toán nhưng NHNN quy nh duy trì d tr bt

buc hàng ngày. Do vy, nhìn chung công c d tr bt buc chưa thc s

phát huy ư c vai trò iu tit tin t, các t chc tín dng thư ng duy trì d

tr vư t mc quy nh, hn ch các hot ng trên th trư ng tin t và hnch vai trò iu tit, kim soát tin t ca NHNN.

T năm 1999, công c t l d tr bt buc ã ư c iu chnh ngày

càng linh hot phù h p v i mc tiêu chính sách tin t trong tng th i kỳ.

NHNN ã i m i quy nh v d tr bt buc t vic duy trì hàng ngày sang

áp dng d tr bt buc bình quân duy trì trong kỳ. T l d tr bt buc

ư c NHNN iu chnh linh hot hơ n phù h p v i thc t phát trin kinh t

xã hi Chng hn như năm 1999 khi giá c trong nn kinh t có chiu hưng

72

dòng chuyn dch t VND sang USD. T cui năm 2001 và trong năm 2002,

trong iu kin lãi sut trên th trư ng quc t gim mnh, NHNN ã gim t



l d tr bt buc bng ngoi t tng bư c xung 10%, sau ó xung 8% vàxung 5% to iu kin h tr cho hot ng ca các t chc tín dng.

Và t tháng 8/2003, nhm tăng cư ng kh năng iu tit tin t ca

NHNN, khuyn khích các t chc tín dng y mnh huy ng vn trung dài

hn, tăng kh năng s dng linh hot ngun vn ca các t chc tín dng,

NHNN ã quyt nh thay i mt s quy nh v d tr bt buc như :

• Tin gi phi d tr bt buc bao gm t tin gi không kỳ hn và có

kỳ hn dư i 24 (trư c ó là tin gi không kỳ hn và có kỳ hn tháng

dư i 12 tháng)

• Tin gi d tr bt buc ư c tính c tin gi ti các chi nhánh NHNN

ca các t chc tín dng.

• T l d tr bt buc i v i tin gi bng VND kỳ hn dư i 12 tháng

t 3% gim xung còn 2%

Bư c vào năm 2004, trư c bi cnh ch s giá tiêu dùng liên tc tăng,

tháng 6/2004 NHNN ã iu chnh tăng t l d tr bt buc i v i tin gi

bng VND và ngoi t (có hiu lc thi hành t tháng 7/2004). Cùng v i vic

iu chnh t l d tr bt buc, NHNN ã thay i phươ ng thc tr lãi i

v i tin gi d tr bt buc. NHNN thc hin tr lãi i v i tin gi d tr

bt buc bng VND thay cho vic tr lãi tin gi vư t d tr bt buc trư c

ây có tác ng nht nh khuyn khích các t chc tín dng s dng vn

hi hơ t á h tă lãi t h d dư th

73

các t chc tín dng vn dư tha ti NHNN. Do ó mà năm 2005 mc d

tr vư t mc ca các t chc tín dng gim mnh. Trung bình t l d tr



vư t trên tng s tin phi d tr bt buc gim t 47% năm 2004 xung còn24% năm 2005.

Năm 2006, t l d tr bt buc không có gì thay i so v i năm 2005

nhm gim áp lc tăng lãi sut huy ng trên th trư ng, duy trì n nh tin

t và góp phn tăng trư ng kinh t.

B ng 2.3. T l d tr b t bu c nă m 2005 và 2006

Tin gi VND Tin gi ngoi t

Loi t chc tín dng Không kỳ hn và dư i

12 tháng

T 12-24tháng

Không kỳ hn vàdư i 12

tháng

T 12-24tháng

Các NHTM Nhà nư c (không baogm NHNo & PTNT), NHTMCPô th, chi nhánh ngân hàng nư cngoài, ngân hàng liên doanh, côngty tài chính, công ty cho thuê tàichính

5% 2% 8% 2%

Ngân hàng Nông nghip và Pháttrin nông thôn

4% 2% 8% 2%

NHTMCP nông thôn, ngân hàngh p tác, Qu tín dng nhân dânTrung ươ ng

2% 2% 8% 2%

Ngun: NHNN

d) H n m c tín d ng

Hn mc tín dng là mt công c can thip trc tip mang tính hành

74

Công c hn mc tín dng ư c áp dng Vit Nam trong bi cnh

thc tin lm phát năm 1994 có xu hư ng tăng cao 14,4%, tng phươ ng tin



thanh toán tăng nhanh (33%). Trong iu kin th trư ng tin t chưa pháttrin, NHNN chưa có iu kin s dng các công c iu tit tin t gián tip

kim soát mc gia tăng tng phươ ng tin thanh toán, vic s dng hn mc

tín dng là gii pháp cn thit hn ch h s nhân tin t, hn ch gia tăng

tín dng và nâng cao cht lư ng tín dng. Thc t công c này ã phát huy tác

dng góp phn kim soát mc gia tăng tng phươ ng tin thanh toán, kim

ch lm phát theo mc tiêu ra.

Tuy nhiên, hn mc tín dng là công c iu tit trc tip, hn ch tính

công bng trong cnh tranh, chưa iu chnh linh hot theo tín hiu th trư ng,

nh hư ng n vic áp ng nhu cu v vn cho nn kinh t. Nên t Quý2/1998, NHNN ã không s dng hn mc tín dng trong iu tit cung ng

tin t na do không phù h p v i s phát trin kinh t th trư ng và NHNN ã

dn dn chuyn t vic s dng các công c iu tit trc tip sang công c

gián tip trong iu hành chính sách tin t.

e) Công c tái c p v n

Công c tái cp vn ư c s dng chính thc t năm 1994 (theo Quyt

nh s 285/Q-NH14 ngày 10/11/1994). Tuy nhiên, trong giai on u, cho

vay theo i tư ng ch nh chim t l 50-60% so v i tng doanh s tái cp

vn. Và cho vay tái cp vn ch yu tp trung thc hin i v i 4 NHTM Nhànư c. Th i hn cho vay thư ng kéo dài thm chí t i 5-10 năm. Lãi sut tái

cp vn quy nh thiu linh hot, quy nh theo t l phn trăm so v i lãi sut

75

T năm 1999 n năm 2003, cơ ch tái cp vn cũng ư c hoàn thin

phù h p v i yêu cu thc t và quy nh ca Lut NHNN. Hình thc tái cp



vn gm: cho vay li theo h sơ tín dng, cho vay chit khu, tái chit khugiy t có giá ngn hn, cho vay có m bo bng cm c giy t có giá ngn

hn. Hot ng tái cp vn vn thc hin ch yu i v i các NHTM Nhà

nư c. Vic tái cp vn i v i các NHTM khác rt hn ch, nht là các ngân

hàng liên doanh và chi nhánh ngân hàng nư c ngoài hu như chưa thc hin

vay tái cp vn. Nguyên nhân ch yu là do các NHTM c phn cũng như các

ngân hàng liên doanh, chi nhánh ngân hàng nư c ngoài thiu công c thc

hin tái cp vn ti NHNN.

Năm 2003, thc hin Lut sa i mt s iu Lut NHNN, NHNN ã

sa i, b sung các quy inh v cho vay tái cp vn ca NHNN dư i cáchình chit khu, tái chit khu, cho vay có m bo bng cm c các giy t

có giá theo hư ng cho phép c các giy t có giá dài hn ư c s dng trong

các giao dch nêu trên gia NHNN và các ngân hàng. iu này làm tăng áng

k khi lư ng giy t có giá ư c giao dch v i NHNN, ngoài tín phiu Kho

bc Nhà nư c, tín phiu NHNN, các giy t có giá dài hn như các loi tráiphiu Chính ph cũng có th s dng chit khu, cm c vay vn t

NHNN. Vic cho phép c các trái phiu Chính ph s dng trong các giao

dch vay vn t NHNN ã tng bư c m rng kh năng tip cn ca các ngân

hàng i v i các kênh h tr vn ca NHNN, to iu kin nâng cao kh năng

iu tit ca NHNN i v i th trư ng tin t.

Ngày 30 tháng 12 năm 2005 NHNN ã ban hành Quyt nh 1909/Q-

76

Thành ph H Chí Minh phát hành. Các t chc tín dng cũng ã quan tâm

n vic s dng các công c tái cp vn, tái chit khu ca NHNN. Các



thành viên tham gia hot ng tái cp vn không ch có các NHTM qucdoanh mà có c các NHTM c phn, Ngân hàng liên doanh, chi nhánh Ngân

hàng nư c ngoài.

V lãi sut tái cp vn: K t năm 1999, lãi sut tái cp vn ã ư c

iu chnh linh hot, phù h p v i din bin cung cu vn trên th trư ng và

phù h p v i mc tiêu iu hành chính sách tin t. Trong các năm 2000-

2002, trong iu kin CPI mc thp, phát tín hiu n i lng chính sách

tin t và to iu kin cho các t chc tín dng tip cn ngun vn t

NHNN, Thng c NHNN ã quyt nh iu chnh gim lãi sut tái cp vn,

lãi sut tái chit khu và gi mc thp tươ ng ng là 4,8%/năm và4,2%/năm.

c bit, trong iu kin thc hin cơ ch lãi sut tho thun, m

bo n nh lãi sut th trư ng, trong năm 2003 NHNN ã tng bư c hình

thành khung lãi sut nh hư ng lãi sut th trư ng. Theo ó, lãi sut tái cp

vn ư c iu chnh dn óng vai trò là lãi sut trn ca th trư ng liên

ngân hàng, lãi sut chit khu ư c iu chnh theo hư ng là lãi sut sàn.

Cùng v i vic iu chnh lãi sut chit khu tr thành lãi sut sàn, NHNN

ã thc hin phân b hn mc chit khu cho tt c các ngân hàng. Qua ó,

nghip v chit khu ư c iu hành như mt kênh h tr vn thư ng xuyên

v i giá r t NHNN. Trong khi ó, nghip v cho vay có bo m bng cm

c giy t có giá áp dng lãi sut tái cp vn là mc lãi sut trn NHNN

77

ch tip cn 2 hình thc tái cp vn này vn còn có im ging nhau. Do vy,

2 loi lãi sut này chưa thc s phát huy vai trò to khung giao ng ca lãi



sut trên th trư ng liên ngân hàng. Mi quan h gia lãi sut tái cp vn, lãisut chit khu và lãi sut th trư ng còn chưa cht ch. S thay i các loi

lãi sut này ca NHNN có tác ng hn ch i v i s thay i nhu cu tin

t, nhu cu vay vn ca các NHTM.

f) Nghi p v th trư ng m

T khi bt u khai trươ ng vào ngày 12/07/2000 n nay, nghip v th

trư ng m ã không ngng ư c hoàn thin và tr thành công c iu tit

tin t ch yu ca NHNN. Vic s dng linh hot nghip v th trư ng m

góp phn gii quyt nhanh chóng tình trng khó khăn v vn kh dng ca

các t chc tín dng. Thông qua ó nâng cao kh năng qun lý vn kh dng,tăng kh năng kinh doanh ca các t chc tín dng.

Tng doanh s giao dch theo c 2 chiu mua và bán tăng mnh qua các

năm (Hình.2.1), khi lư ng giao dch qua tng phiên cũng ngày càng tăng

thêm. Trong năm 2000, khi lư ng giao dch ti a là 300 t ng/phiên, n

năm 2002 tăng lên là 1.000 t ng/phiên, năm 2003 là 1.500 t ng/phiên

và n u năm 2004 vào th i im giáp Tt âm lch có phiên NHNN ã thc

hin nghip v th trư ng m v i doanh s lên n 3.500 t ng.

Năm 2005, nghip v th trư ng m tip tc là kênh iu tit vn kh

dng ca các t chc tín dng doanh s giao dch tăng 65,55% t 102.511 t VN, s lư ng phiên giao dch tăng 28,5% so v i năm 2004. Trong nhng

tháng u năm 2005, c bit là Tt nguyên án NHNN ã kp th i cung ng

78

trư ng m ngày càng tăng t 10 ngày/phiên năm 2000 lên 1 phiên /tun vào

năm 2001, 2 phiên /tun t tháng 5/2002 và t tháng 11/2004 thc hin 3



phiên/tun.

0

20000

40000

60000

80000

100000

120000

140000

2000 2001 2002 2003 2004 2005 2006

Doanh sè

Hình 2.1: Doanh s giao d ch nghi p v th trư ng m

t 12/7/2000 n 2006 ( ơ n v : t ng)

Kỳ hn giao dch ca nghip v th trư ng m cũng ngày càng ư c a

dng hóa t 15-182 ngày, phù h p v i nhu cu iu tit vn kh dng ca cáct chc tín dng. Th i gian thanh toán ư c thc hin ngay trong ngày t

năm 2002 (T+ 0) thay vì T+2 (2000) và T+1 (2001).

Sau khi Lut NHNN ư c sa i b sung, các loi giy t có giá s

dng trong giao dch nghip v th trư ng m cũng ư c m rng hơ n trong

năm 2003. Các giy t có giá s dng trong nghip v th trư ng m không

ch bao gm tín phiu Kho bc Nhà nư c, tín phiu NHNN như trư c ây mà

ò b t ái hi Kh b Nhà ô t ái t ái hi t d

79

Trư c năm 2005, các thành viên tham gia hot ng th trư ng m ch

yu vn là 4 NHTM Nhà nư c, nên mi quan h gia lãi sut nghip v th



trư ng m v i các loi lãi sut khác do NHNN công b như lãi sut tái cpvn, lãi sut chit khu, cũng như v i lãi sut th trư ng còn chưa cht ch.

Khi lư ng giao dch trong mt s phiên còn thp nên tác ng ca nghip v

th trư ng m n th trư ng tin t còn hn ch.

Năm 2005 v i cơ ch iu hành linh hot, quy trình th tc thun l i ã

thu hút ư c nhiu thành viên tham gia vào các giao dch nghip v th trư ng

m không ch có các NHTM nhà nư c mà còn có mt s NHTM c phn, chi

nhánh NH nư c ngoài (như NHTM CP Á Châu, NHTM CP Nhà Hà ni,

NHTM CP Sài Gòn Thươ ng Tín, NHTM CP xut nhp khu, NHTM CP

Quc t, NHTM CP K thươ ng, Citibank, Deutsche Bank,...)Năm 2006, nghip v th trư ng m ư c iu hành thn trng, linh

hot thông qua thc hin giao dch theo c hai chiu các giy t có giá. Năm

2006 nghip v th trư ng m ư c thc hin u n 3 phiên/ 1 tun (162

phiên: 29 phiên chào mua, 130 phiên chào bán hn và 3 phiên chào bán kỳ

hn) v i doanh s giao dch bình quân tăng 18% so v i năm 2005 (khong

767 t ng/ phiên). Trong tng giá tr giao dch th trư ng m năm 2006

khong 124.234 t ng thì doanh s mua t 36.832 t ng và doanh s bán

là 87.402 t ng. S lư ng các thành viên tham gia tăng 26% so v i năm

2005 (19 thành viên).

g) Nghi p v hoán i ngoi t

ây là nghip v m i ư c s dng x lý tình trng bt h p lý v huy

80

kh dng VND và nhm t ư c mc tiêu chính sách tin t. Tuy nhiên,

NHNN không khuyn khích các NHTM tip cn ngun vn ca NHNN qua

kê h à à h d khi h hi D l SWAP



kênh này mà ch s dng khi thc s cn thit. Do vy, t l SWAP ư c quynh mc khá cao so v i lãi sut trên th trư ng liên ngân hàng và thc t

công c này ch phát huy tác dng trong nhng th i im các NHTM thc s

khan him v vn kh dng VND, nht là i v i các ngân hàng nư c ngoài

có ngoi t dư tha nhưng li khó khăn v vn VND và không s hu giy t

có giá ngn hn nên không có iu kin tip cn các kênh h tr vn khác ca

NHNN. Mc gia tăng t giá hin nay (Theo Q s 1033/Q-NHNN ngày

15/8/01 ca Thng c NHNN áp dng t ngày 16/08/2001) ca nghip v

Swap i v i các kỳ hn như bng 2.4.

B ng 2.4. M c gia tă ng t giá c a nghi p v hoán i ngoi t (áp d ng t ngày 16/08/2001)

Kỳ hn 7 ngày 15 ngày 30 ngày 60 ngày 90 ngày

Giá tr 0,3% 0,4% 0,5% 1 % 1,5%

Tính theo t giá bán giao ngay

Ngun: NHNN

Qua phn trên chúng ta có th nhn thy rng v cơ bn t năm 1990

n nay NHNN ã hình thành ư c h thng các công c chính sách tin t

tươ ng i y như công c d tr bt buc, tái cp vn, nghip v th

trư ng m , nghip v hoán i ngoi t, nghip v cho vay qua êm... NHNN

ã có nhi n lc trong ic không ngng hoàn thin các công c chính sách

81

các công c chính sách tin t tươ ng i hoàn chnh và chuyn hn sang các

công c tin t gián tip. CSTT ã góp phn thc hin tt các mc tiêu kinh t

ĩ ô t S h i t ò i tit ti t á ô CSTT



v ĩ mô t ra. Song cho n nay, vai trò iu tit tin t ca các công c CSTTcòn có nhng hn ch nht nh do NHNN vn chưa xác nh rõ mc tiêu

iu tit tin t ca tng công c là iu tit giá c (lãi sut) hay iu tit khi

lư ng (như vn kh dng...). ây chính là mt trong nhng khó khăn, bt cp

trong iu hành các công c CSTT.

2.1.2. Nh ng hn ch trong vic iu hành CSTT ca Vit Nam

Th nh t , h thng các tiêu chí tin t ca NHNN chưa thc rõ ràng

chuyn ti tác ng ca các quyt nh chính sách n mc tiêu hot ng,

mc tiêu trung gian và mc tiêu cui cùng ca CSTT:

- Do NHNN chưa xác nh rõ ràng các tiêu chí tin t là các mc tiêu

hot ng, mc tiêu trung gian iu hành.

- Trong d báo lư ng tin tác ng n MS và tín dng nn kinh t

NHNN coi MB là tiêu chí hot ng, song quá trình iu hành ch thc hin

iu tit mt s nhân t tác ng n MB, chưa iu tit toàn b MB. Thc

cht ch iu hành khi lư ng tin Chính ph cho phép cung ng trong năm,

chưa iu hành mc tăng MB – lư ng tin thc s cung ra nn kinh t (là

lư ng tin có tác ng n tăng trư ng kinh t, lm phát và n nh h thng).

- Trong nh hư ng kim soát s gia tăng MS và gia tăng tín dng u

ư c lư ng hoá c th, gn lin v i mc tăng trư ng kinh t và lm phát,

nhưng thc t iu hành các công c CSTT, NHNN chưa thc s hư ng t i

mc tăng trưng như ã t ra nhưng hu như các năm vn t ưc mc tiêu

82

ơ n gin, chưa xem xét y tác ng ca các khu vc khác như chính sách

v thu, thu nhp, thươ ng mi, giá c, quyt nh bơ m tin hay rút tin v

cho phù hp vi cung cu tin t trên th trưng Cn thit phi có s ánh



cho phù h p v i cung - cu tin t trên th trư ng. Cn thit phi có s ánhgiá và ư c lư ng li nhu cu tin mt cách khoa hc và xét t i các bin s nh

hư ng y hơ n.

B ng 2.5. M c tiêu và th c ti n th c hi n c a CSTT t nă m 1993 n nay

ơ n v: %

Năm Các ch tiêu Tăng trư ng Lm phát M2 Tín dngMc tiêu 7,5 < 15 NA NA

1993-95Thc hin > 8 < 14,5

Mc tiêu 9-10 < 14 <= 21,5 201996

Thc hin 9,3 4,5 22,7 20,8

Mc tiêu 9-10 7-8 22-24 23-241997

Thc hin 8,2 3,6 26,1 40,6Mc tiêu 8,5-9 < 7 18 20

1998Thc hin 5,8 9,2 23,9 26

Mc tiêu 5-6 5-6 19 18-191999

Thc hin 4,8 0,1 39,3 23,5

Mc tiêu 5,5-6 6 38 28-302000

Thc hin 6,8 -0,6 38,96 38,14Mc tiêu 7,5-8 <5 23 20-25

2001Thc hin 6,9 0,8 25,53 21,44

Mc tiêu 7-7,3 3-4 22-23 20-212002

Thc hin 7,1 4 17,7 22,2

Mc tiêu 7-7,5 < 5 NA 252003

Thc hin 7,3 3 24,94 28,41Mc tiêu 7,5-8 < 5 22 252004

Thc hin 7,7 9,5 30,39 41,65

Mc tiêu 8,5 < 6,5 22 25

83

Th hai, các công c CSTT gián tip còn có nhng hn ch iu tit

tin t có hiu qu. Th i gian s dng các công c này chưa lâu (xem thêm

bng 2 6) nên mc linh hot trong s dng các công c này iu tit



bng 2.6) nên mc linh hot trong s dng các công c này iu titcung ng tin t thp.

B ng 2.6. Các công c c a chính sách ti n t

STT Công c caCSTT

Th i im áp dng Ni dung

Trư c tháng 6/1992 Lãi sut theo ch nh

T tháng 6/1992-1995

Thc hin cơ ch lãi sut

thc dươ ngLãi sut ư c qun lý theo

khung lãi sut trn và sàn

T năm 1996 trư c

tháng 8/2000

Duy trì lãi sut trn, xóa b

lãi sut sànT tháng 8/2000 ntrư c tháng 6/2002

Xóa b lãi sut trn. iuhành lãi sut theo cơ ch lãi

sut cơ bn cng biên

1 Lãi sut

T tháng 6/2002 Cơ ch lãi sut tha thun

Trư c năm 1989 T giá hi oái c nh

T năm 1989 ntrư c tháng 2/1999

T giá hi oái chính thc

NHNN công b cng biên 2 T giá hi oái

T tháng 2/1999 nnay

T giá hi oái bình quântrên th trư ng ngoi t liênngân hàng cng biên

3 D tr bt buc T tháng 6/1992

4 Hn mc tín dngT năm 1994- quý 2năm 1998

5 Tái cp vn Áp dng t năm 1994 Cung cp vn ngn hn

84

các công c gián tip như ã cp là chưa t hiu qu cao trong iu tit

cung ng tin t. C th là:

- Công c tái cp vn chưa thc hin ưc úng vai trò là công c cp



- Công c tái cp vn chưa thc hin ư c úng vai trò là công c cptín dng ngn hn (k c hình thc cho vay qua êm) ca NHNN cho các

NHTM và chưa có s phân bit rõ gia các hình thc tái cp vn nht là v

th i hn vay vn, cũng như v các iu kin tip cn. Vic iu tit tin t

thông qua công c tái cp vn trong tng th i kỳ cũng chưa ư c nh hư ng

rõ là iu tit qua lãi sut hay qua khi lư ng. Vic iu chnh lãi sut tái cp

vn i v i giá tr ng ni t không kp th i và chưa h p lý dn n xu

hư ng chuyn i t ni t sang ngoi t tăng nhanh và NHNN chưa hoàn

toàn ch ng trong vic iu chnh cung ng tin t theo công c này.

- Công c t l d tr bt buc chưa ư c iu hành bám sát v i thctin, vic tăng gim t l d tr bt buc chưa có nh hư ng rõ rt n cung

ng tin t ca nn kinh t.

- iu hành lãi sut là vn bt cp nht hin nay. Khi lãi sut ca

nn kinh t ư c t do hoá, òi hi NHNN phi thc hin iu tit lãi sut

mt cách gián tip thông qua vic s dng các công c CSTT. Các lãi sut

ca NHNN phi có tác ng hiu ng n lãi sut th trư ng và có mi quan

h cht ch v i lãi sut th trư ng. Tuy nhiên, như phân tích ti nhng phn

trên, vai trò iu tit lãi sut ca các công c CSTT hin nay còn rt nhiu hn

ch. Lãi sut cho vay ngoi t thì ư c t do hóa nhưng lãi sut huy ng tin

gi ngoi t ca các pháp nhân li có s quy nh cng ca NHNN.

NHNN chưa la chn ư c lãi sut ch o và chưa xây dng ư c cơ

85

nư c và lãi sut th trư ng. Do vy, din bin lãi sut ca NHNN ít tác ng

t i lãi sut th trư ng.

- Công c nghip v th trưng m là công c mà NHNN Vit Nam ch



Công c nghip v th trư ng m là công c mà NHNN Vit Nam ch m i bt u s dng t năm 2000 nhưng nó cũng ã chng t là mt trong

nhng công c gián tip ca CSTT quc gia. Tuy nhiên vic iu hành công

c này còn mt s hn ch mà chúng ta có th nhn thy:

• Chưa xác nh rõ mc tiêu hot ng ca nghip v th trư ng m

• Hàng hoá trên th trư ng hn hp v chng loi hàng hóa ch yu là tín

phiu kho bc và tín phiu NHNN

• Thành phn tham gia ch yu là các NHTM NN

• S phiên giao dch ít, doanh s giao dch không nhiu, giá tr doanh s giao dch th trư ng m so v i giá tr GDP danh ngh ĩ a và tng cung

ng tin t là không áng k (Bng 2.7) nên nh hư ng ca hot ng

nghip v th trư ng m n vn kh dng ca các t chc tín dng,

n cung ng tin t là không l n.

Th ba, vic iu hành CSTT chưa có s phi h p cht ch v i các

chính sách kinh t v ĩ mô khác như chính sách tài khóa mà nguyên nhân ca

vn này ch yu là do gia các b ngành không có mi liên h thông tin

cht ch.

Th t ư , CSTT ch yu còn mang tính ngn hn. Tuy nhiên cũng có cáck hoch hot ng ngân hàng 5 năm, nhưng các nh hư ng dài hn có tính

chin lư c v iu hành CSTT vn chưa ư c xây dng mt cách rõ ràng,

86

B ng 2.7. Doanh s nghi p v th trư ng m và t tr ng giá tr giao d ch

th trư ng m v i GDP và M2 t nă m 2000 n nay

Nă 2000 2001 2002 2003 2004 2005 2006



Năm 2000 2001 2002 2003 2004 2005 2006

Doanh s th trư ng m (t VN)

1.903,5 3.933,8 6.621,5 21.183,2 61.940 102.511 124.234

GDP (t VN) 444.139 481.295 535.762 613.442 713.072 837.858 973.790

Doanh s th trư ng m sov i GDP (%)

0,43 0.82 1,23 3,45 8,69 12,23 12,76

M2 (t VN) 196.994 250.846 284.144 378.060 495.447 648.574 868.772

Doanh s th trư ng m so

v i M2 (%)

0,96 1,56 2,33 5,6 12,5 15,8 14,3

Ngun: NHNN và GSO, % so v i GDP và M2 tác gi t tính

2.1.3. Nguyên nhân ca nh ng hn ch trong iu hành CSTT

2.1.3.1. Nguyên nhân khách quan

- Hot ng ca th trư ng tin t chưa thc s phát trin: Hin nay, th

trư ng tin t ã có bư c phát trin nht nh, tuy nhiên vn mc thp,

thiu năng ng, thiu tính linh hot, chưa phn ánh ư c cung, cu vn, các

công c th trư ng còn rt ít và s dng không hiu qu, th trư ng tin t

chưa m nhim có hiu qu là phươ ng tin NHNN iu chnh tng

phươ ng tin thanh toán, chưa to ra kh năng thanh toán cho các doanhnghip, lãi sut trên th trư ng tin t chưa th s dng làm lãi sut tham kho

nh giá các tài sn n khác.

87

- S chi phi quá sâu ca Chính ph làm gim tính c lp, ch ng

ca NHNN trong vic iu hành CSTT linh hot. NHNN là cơ quan ca chính

ph chu s qun lý trc tip ca chính ph. Lut NHNN [23] quy nh (iu



p q ý p p [ ] q y (5 và iu 15):

• NHNN xây dng d án CSTT quc gia chính ph xem xét trình

quc hi quyt nh và t chc thc thi chính sách này (Khon 1 iu

5)

• Ch trì xây dng d án chính sách tin t quc gia, k hoch cung ng

lư ng tin b sung cho lưu thông hàng năm trình Chính ph (Khon 1

iu 15)

• iu hành các công c thc hin CSTT quc gia; thc hin vic ưa

tin ra lưu thông, rút tin t lưu thông v theo tín hiu th trư ng trong

phm vi lư ng tin cung ng ã ư c Chính ph phê duyt (Khon 2

iu 15)

- Do tác ng ca bin ng kinh t trên th gi i như giá du, khng

b, khng hong tài chính tin t...- Do nn kinh t có hin tư ng ôla hóa mc cao (phân tích chi tit

phn tip theo ca chươ ng này)

- S nh hư ng ca thiên tai, lũ lt, tham nhũng, cúm gia cm,....

- Do dân chúng thích thanh toán bng tin mt, t trng tin mt tronglưu thông l n làm gim hiu qu các công c chính sách mà NHNN s dng

iu tit cung tin.

88

- Trình cán b chưa cao li không ư c thư ng xuyên ào to và

vn b nh hư ng ca cơ ch bao cp.

- Nn kinh t ang trong quá trình chuyn i vn hành theo cơ ch th



g g q y trư ng có s qun lý iu tit ca nhà nư c.

- Hot ng buôn bán ngoi t trái phép ca các bàn i ngoi t chính

thc và th trư ng ch en chưa có gii pháp hu hiu ngăn chn gây khó

khăn cho vic xác nh mc tiêu tin t ca NHNN.

- Công tác d báo xây dng và iu hành CSTT còn bt cp v i yêu

cu ca NHTW trong nn kinh t th trư ng. Trong th i gian qua, iu hành

CSTT ch yu vn chưa da vào các mô hình d báo lư ng hóa các ch

tiêu tin t, chưa xác nh rõ các mc tiêu dài hn. Công tác phân tích chưa

sâu dn n vic d báo chưa chính xác. Thc trng này là do: (i) Thiu mth thng thông tin kt ni gia b phn d báo v i th trư ng và v i các B,

ngành khác, (ii) Thiu cán b ã ư c ào to có th phân tích và d báo

theo mô hình kinh t lư ng, (iii) Trong iu hành chưa coi trng úng mc

tm quan trng ca công tác d báo tin t.

Tóm li, qua vic phân tích thc trng thc thi CSTT Vit Nam t

năm 1990 n nay, có th thy vic iu hành chính sách th i gian qua v cơ

bn u t ư c mc tiêu kinh t v ĩ mô t ra. Kt qu ó không ch có

nhng nguyên nhân ch quan ca vic thc thi CSTT mà còn có các nguyên

nhân khách quan. Tuy các công c ca CSTT hu như m i ư c s dng mtcách chính thc iu tit cung ng tin sau Pháp lnh NHNN thì cùng v i

s phát trin ca h thng ngân hàng, các công c ca CSTT cũng ư c

89

tin t m bo mc tiêu chính sách v ĩ mô. Các chươ ng sau ca lun án s

cp n vic nh lư ng nhu cu tin Vit Nam và ng dng cho vic phân

tích CSTT Vit Nam.



2.2. MT S NHÂN T NH HƯ NG T I CSTT VIT NAM

CSTT là mt b phn không th tách r i ca h thng chính sách kinh

t (CSKT) v ĩ mô. CSTT cùng v i các CSKT v ĩ mô khác tác ng t i tt c

các khu vc ca nn kinh t t ó tác ng t i u ra kinh t v ĩ mô. Bt kỳ

thay i nào ca các CSKT v ĩ mô khác cũng s tác ng t i cu tin t, òi

hi có nhng quyt nh bơ m, rút tin thích h p trong CSTT và ngư c li,

t ư c mc tiêu cui cùng là tăng trư ng và n nh kinh t thì CSTT cũng

cn phi có s phi h p v i các CSKT v ĩ mô khác. Trong khuôn kh ca lun

án này, tác gi ch dng li vic phân tích nh hư ng ca CSTK t i victhc thi CSTT Vit Nam. Do CSTK và CSTT là hai CSKT l n và thư ng

ư c phi h p trong các mô hình kinh t v ĩ mô chng hn như mô hình IS-

LM.

Ngoài ra chúng ta cũng thy rng vic thc thi CSTT hiu qu mc

nào còn ph thuc vào tình hình cán cân thanh toán, s phát trin ca th

trư ng tài chính, thc trng ô la hóa... ca nư c ó.

Phn nghiên cu này ca lun án s cp t i nhng vn nêu trên

nhm phân tích rõ các nhân t nh hư ng t i vic iu hành và thc thi CSTT

Vit Nam th i gian qua.2.2.1. Các nhân t thuc v ngân sách và chính sách tài khóa

h h h ài kh là h kh

90

CS ng viên NSNN ch yu là chính sách thu ư c xác nh ch yu

thông qua t l ng viên vào ngân sách. Mc ng viên ngân sách tùy

thuc vào mc ích m rng hay tht cht tng cu. Khi t l ng viên ngânsách ưc h thp thì kh năng tích lũy tài chính ca khu vc tư nhân tăng



sách ư c h thp thì kh năng tích lũy tài chính ca khu vc tư nhân tăng,

tăng u tư và tng cu ca nn kinh t.

Chính sách chi ngân sách th hin quy mô chi ngân sách cũng như

phm vi và i tư ng chi ngân sách nhà nư c.

Chính sách v bi chi ngân sách ư c th hin cách thc mà chính

ph s dng nhm bù p thâm ht ngân sách.

Vit Nam ngân sách nhà nư c luôn trong tình trng thâm ht nhưng

trong gi i hn an toàn (quc hi cho phép mc 5% GDP). Nói chung ngân

sách nhà nư c Vit Nam ã ư c trang tri bng 3 cách:

M t là, chính ph vay trong nư c bng cách phát hành công trái, tín

phiu, trái phiu kho bc. Vic phát hành trái phiu qua th trư ng chng

khoán s có nh hư ng t i hot ng huy ng vn ca các ngân hàng t ó

nh hư ng t i cung ng tin t. Còn vic phát hành tín phiu qua NHNN s

tác ng trc tip t i khi lư ng tin cơ s và do vy cung tin cũng s thay

i.

Hai là, chính ph có th in thêm tin. Cách bù p thâm ht ngân sách

này rt d thc hin nhưng làm cho nn kinh t b áp lc lm phát cao. Trư c

năm 1992 bi chi ngân sách nhà nư c Vit Nam ư c tài tr phn l n b ivic phát hành tin nên vào nhng năm ó nn kinh t rơ i vào tình trng siêu

lm phát Sau năm 1992 do kiên quyt ct gim chi tiêu nên mc thâm ht ã

91

Ba là, phát hành trái phiu ra th trư ng quc t. Giá tr ca lư ng trái

phiu quc t phát hành s trc tip làm thay i cán cân vn và do ó làm

thay i tng khi lư ng tng phươ ng tin thanh toán quc gia.



Như vy c ba cách tài tr thâm ht ngân sách nêu trên u có nh

hư ng t i cung ng tin t ca nn kinh t. Do vy mà CSTK và CSTT có

quan h mt thit v i nhau. Khi s dng CSTK iu tit nn kinh t thì

không th không có s phi h p nhp nhàng gia hai chính sách nêu trên.

Theo s liu thu thp ư c t B tài chính chúng ta có th thy t u

nhng năm 1990 cho n năm 1997, NSNN có thâm ht nhưng t l thâm ht

so v i GDP ngày càng gim. Nhưng sau khi có khng hong tài chính tin t

Châu Á xy ra cho n nay t l ó ngày càng gia tăng.

B ng 2.8. Thu chi Ngân sách nhà nư c so v i GDP (%)

Th i k ỳ 1991-1999

Năm 1991 1992 1993 1994 1995 1996 1997 1998 1999

Tng thu ngân sách 13,5 19 22,3 24,7 23,9 23,6 23,9 24,3 25,1

Tng chi ngân sách 17,2 23,4 28,6 27,4 25,7 24,7 28,5 29,2 30,2Cân i ngân sách -3,7 -4,4 -6,3 -2,7 -1,8 -1,1 -4,6 -4,9 -5,1

Ngun: B tài chính

B ng 2.9. Thu chi Ngân sách nhà nư c so v i GDP (%)

Th i k ỳ 2000-2006

Năm 2000 2001 2002 2003 2004 2005 2006

Tng thu ngân sách 25,8 22,29 23,12 28,16 31,42 26,8 27,79

92

Thâm ht ngân sách t năm 1997 n năm 2002 luôn mc xp x 5%

GDP do s bin ng ca giá du và thiên tai liên tip xy ra làm gim tc

tăng trư ng kinh t nên chính ph phi tăng chi tiêu to ra 'cú huých' ivi nn kinh t



v i nn kinh t.

Theo các báo cáo ca B tài chính thì thu ngân sách nhà nư c u t

và vư t ch tiêu t ra. Tuy nhiên, do nh hư ng ca khng hong tài chính,

thiên tai, dch bnh,... làm phát sinh nhiu khon chi ngoài d kin ca chính

ph. Hơ n na, Vit Nam ang trong quá trình ci cách nn kinh t nên chính

ph là tác nhân vô cùng quan trng trong vic xây dng cơ s h tng phát

trin kinh t. ó là nhng nhân t làm cho chi ngân sách luôn vư t chi.

Chính ph Vit Nam hin ti không ch tài tr ngân sách bng hình

thc vay trong nư c qua vic phát hành trái phiu và tín phiu bán cho dânchúng mà t năm 2005 ã thc hin phát hành trái phiu ngoi t ra nư c

ngoài vay nư c ngoài cho chi tiêu ngân sách. Theo k hoch năm 2007

chính ph tip tc phát hành trái phiu bán ra nư c ngoài v i tng giá tr là 1

t USD. Tuy nhiên trong bi cnh ca Vit Nam hin nay thì tài tr NSNN

bng lung vn vay nư c ngoài v i lãi sut khá cao trên 7% là h p lý haychưa thì câu tr l i là không rõ ràng. Như chúng ta thy năm 2006, cán cân

thanh toán thng dư mc k lc trên 4 t USD (xem s liu cán cân thanh

toán phn sau). Ngun cung ngoi t l n hơ n cu ngoi t và xu hư ng này

có th tăng trong vài năm t i khi Vit Nam hi nhp sâu rng vào WTO.

Vy nên khi tài tr ngân sách bng phát hành trái phiu chính ph ra

nư c ngoài có th gây áp lc i v i NHNN trong iu hành CSTT t

93

cho NHNN không hoàn toàn ch ng trong iu hành CSTT, làm gim hiu

qu ca chính sách.

B ng 2.10. C ơ c u ngu n bù p thâm h t Ngân sách nhà nư c



(% so v i thâm h t)

1981-85 1986-90 1991 1992-95 1996-2000 2001-05

Phát hành tin 30,6 57,9 10 0 0 0

Vay nư c ngoài 65,7 38,5 25 40,2 34,3 45,5

Vay trong nư c 3,7 3,7 65 58,8 65,7 54,5

Ngun: IMF

Như vy, v i c im nêu trên ca ngân sách và CSTK Vit Nam thì iu hành CSTT t kt qu tt, NHNN cn ch ng phi h p v thông

tin và chính sách v i B tài chính có th ưa ra k hoch cung ng tin t

tăng thêm phù h p v i nhu cu chi tiêu ca chính ph nói riêng và ca c nn

kinh t nói chung. Qua ó NHNN có th có th ch ng trong iu tit cung

ng tin, CSTT s t hiu qu cao hơ n.

2.2.2. Các nhân t thuc v cán cân thanh toán

K t khi có Pháp lnh NHNN năm 1990, NHNN là cơ quan lp, phân

tích và theo dõi cán cân thanh toán quc t ca Vit Nam. Thc trng v

CCTT ca Vit Nam chúng ta s xem xét qua cán cân vãng lai và cán cân vn(xem Bng 2.11 và 2.12). Thc t v cán cân thanh toán ca Vit Nam có nh

hưng như th nào ti vic thc thi CSTT ca NHNN chúng ta s xem xét

94

2.2.2.1. Cán cân vãng lai

Theo bng s liu 2.11 và 2.12 chúng ta thy CCVL ca Vit Nam b

thâm ht k t u nhng năm 1990 cho n năm 1998. Mc thâm ht CCVLngày càng gia tăng cao nht là năm 1994 Tuy nhiên năm 1996 là năm có t



ngày càng gia tăng, cao nht là năm 1994. Tuy nhiên, năm 1996 là năm có t

trng thâm ht CCVL so v i GDP là cao nht 10,6%. Sau ó gim xung

trong năm 1997, 1998 do chính ph áp dng mt s bin pháp hn ch nhp

khu, ng th i do tác ng ca cuc khng hong tài chính tin t ông

Nam Á khin nhu cu nhp khu gim xung.

B ng 2.11. Cán cân thanh toán c a Vi t Nam 1991- 1998

ơ n v: Triu USD1990 1991 1992 1993 1994 1995 1996 1997 1998

CÁN CÂN VÃNG LAI -259 -123 -8 -1395 -1197 -1876 -2431 -1664 -1070

Cán cân thươ

ng mi -41 -63 -60 -1177 -1190 -2345 -3143 -1315 -985

+ Xut khu (FOB) 1731 2042 2475 2985 4054 5198 7337 9145 9365

+ Nhp khu (FOB) 1772 2105 2535 4162 5244 7543 10480 10460 10350

Dch v 55 179 311 78 19 159 -61 -623 -530+ Thu 55 450 724 772 1283 2074 2709 2530 2616+ Chi 271 413 694 1264 1915 2770 3153 3146

Thu nhp t u tư -411 -339 -382 -560 -328 -317 -427 -611 -677+ Thu 28 42 43 30 27 96 140 136 127+ Chi 439 381 425 590 355 413 567 747 804

Chuyn giao (ròng) 138 100 123 264 302 627 1200 885 1122

+ Tư nhân 138 35 59 70 170 474 1050 710 950

+ Chính ph 65 64 194 132 153 150 175 172

CÁN CÂN VN 121 -59 271 352 897 1765 2079 1663 215

u tư trc tip nư c ngoài 120 220 260 832 1048 1780 1812 2074 800

Vay trung và dài hn ròng -47 -191 52 -597 -275 -290 98 375 431

Vay ngn hn ròng 48 -88 -41 117 124 311 224 -612 -644u tư dư i hình thc tin vàtin gi

u tư vào tài sn tài chính

95

Năm 1999, là năm u tiên CCVL ca Vit Nam thng dư sau nhiu

năm thâm ht (Bng 2.12). Tuy nhiên, mc thng dư gim dn trong năm

2000 khi nn kinh t phc hi. T năm 2002 cho n nay, CCVL luôn trongtình trang thâm ht và mc thâm ht ca CCVL ngày càng gia tăng.



g g y g g g

B ng 2.12. Cán cân thanh toán c a Vi t Nam 1999- 2006

ơ n v: Triu USD1999 2000 2001 2002 2003 2004 2005 2006

CÁN CÂN VÃNG LAI 1285 892 682 -604 -1878 -926 -723 -164

Cán cân thươ ng mi 1080 628 481 -1054 -2528 -2256 -1750 -2776

+ Xut khu (FOB) 11540 14308 15027 16706 20176 26503 32000 39826

+ Nhp khu (FOB) 10460 13680 14546 17760 22704 28759 33750 42602

Dch v -547 -615 -572 -750 -778 -872 -1067 -8+ Thu 2493 2695 2810 2948 3272 3867 4215 5100+ Chi 3040 3310 3382 3698 4050 4739 5282 5108

Thu nhp t u tư -429 -597 -477 -721 -811 -891 -1081 -1429

+ Thu 142 185 318 167 125 188 300 668+ Chi 571 782 795 888 936 1079 1381 2097

Chuyn giao (ròng) 1181 1476 1250 1921 2239 3093 3175 4049

+ Tư nhân 1050 1340 1100 1767 2100 2919 3000 3800

+ Chính ph 131 136 150 154 139 174 175 249

CÁN CÂN VN -334 -772 220 1980 3305 2755 2429 3088

u tư trc tip nư c ngoài 700 800 1300 1400 1450 1610 1850 2315

Vay trung và dài hn ròng 605 729 139 -51 457 1164 983 1025Vay ngn hn ròng -1036 -1700 -22 7 26 -54 46 -30

u tư dư i hình thc tin vàtin gi

-1197 624 1372 35 -450 -1535

u tư vào tài sn tài chính 1313

Thanh toán vay n FDI 603 601

Sai s thng kê -183 129 1398

CÁN CÂN TNG TH 768 249 902 1376 1427 1829 1706 4322

Ngun: NHNN Vit Nam và IMF

96

lên 2.395 triu USD năm 1996. T năm 1997 do tác ng ca cuc khng

hong tài chính tin t Châu Á, lung vn u tư trc tip nư c ngoài gim

dn trong giai on 1997- 2000 và phc hi t năm 2001 (xem 2 Bng 2.11và 2.12).



Nhìn vào cơ cu ca cán cân vn trong bng CCTT ca Vit Nam

chúng ta có th thy u tư trc tip nư c ngoài chim mt t trng khá l n

(khong 60-70%) tng lung vn vào. V i t trng l n ca u tư trc tip

nư c ngoài thì chi phí cho vic tài tr CCTT là thp (chí phí này ư c ánh

giá bng các khon lãi phi tr i v i các khon vay và ri ro ca vic rút

vn). Do vy, nn kinh t không cha ng ri ro ca vic rút vn t nu t

trng ca phn vn vay ngn hn l n.

Nhìn chung cán cân vn ca Vit Nam trong th i kỳ nghiên cu calun án u thng dư, cá bit có mt s năm thâm ht nhưng mc thâm ht

không áng k. Cơ cu ca cán cân vn theo nhiu nhà kinh t thì là lành

mnh và không áng lo ngi.

2.2.2.3. CCTT t ng th :

CCTT tng th ca Vit Nam thư ng xuyên thâm ht trư c năm 1997.

Sau ó có s bin ng mnh cho n năm 2001 (thâm ht năm 1998, chuyn

sang thng dư năm 1999 và gim mnh vào năm 2000). Thng dư CCTT tăng

mnh vào năm 2002 và giá tr thng dư CCTT là l n các năm sau 2002.

Năm 2006 là năm mà CCTT ca Vit Nam thng dư cao nht t 4.322 triuUSD tăng mnh so v i mc 2.131 triu USD năm 2005. Lung ngoi t thng

dư ã ư c NHNN thu hút phn l n làm tăng d tr ngoi hi quc gia.

97

p phn thâm ht thươ ng mi ng th i tăng ngun ngoi t cho d tr quc

gia.

Tuy nhiên, v i s thng dư CCTT ngày càng tăng trong ch t giáhi oái th ni có qun lý thì vai trò can thip vào th trưng ngoi hi nhm



hi oái th ni có qun lý thì vai trò can thip vào th trư ng ngoi hi nhm

n nh t giá hi oái, ci thin cán cân thươ ng mi ngày càng tr nên khó

khăn. Cui năm 2006, u năm 2007 lư ng vn nư c ngoài chy vào nn

kinh t Vit Nam tăng vt, n nh t giá NHNN ã mua vào mt lư ng

l n ngoi t cho d tr ngoi hi quc gia nhưng áp lc lm phát i v i nn

kinh t là không th tránh khi. V i mt nn kinh t có hin tư ng ô la hóa

thì NHNN cn phi tính toán k mc gia tăng tng phươ ng tin thanh toán

có xét t i lư ng ngoi t chy vào nn kinh t ngày càng tăng, cũng như vic

thay i nhu cu tin khi có s bin ng ca t giá hi oái nhm d báo

chính xác cu tin và ưa ra CSTT h p lý.

2.2.3. Các nhân t thuc v th trư ng tài chính

Mt trong nhng nhân t quyt nh t i hiu qu thc thi CSTT là liên

quan t i mc phát trin ca các nh ch tài chính và th trư ng tin t.

Mt th trư ng tài chính phát trin v i các nh ch vng mnh s là nhng

mt xích quan trng trong vic tip nhn và phn ng li úng n, kp th i

nhng quyt nh CSTT ca NHTW. Do vy CSTT ưa ra s t ư c tt

nhng mc tiêu ã ư c t ra.

Vy, Vit Nam hin nay các nh ch tài chính ã phát trin mc nào chúng ta s xem xét phn nghiên cu này. Th trư ng tài chính Vit

Nam n nay sau hơ n 10 năm ci cách, h thng tài chính các th trư ng cu

98

2.2.3.1. Th trư ng ti n t

Th trư ng tin t, theo lut NHNN, là th trư ng vn ngn hn, là nơ i

mua bán các giy t có giá ngn hn (dư i 1 năm). Th trư ng tin t bao gmth trư ng ni t liên ngân hàng (ư c thành lp và i vào hot ng năm



g g g ( p g

1993), th trư ng ngoi t liên ngân hàng (chính thc i vào hot ng t

tháng 10/1994), th trư ng u thu tín phiu kho bc (bt u vn hành năm

1995) và nghip v th trư ng m (chính thc vn hành vào tháng 7/2000).

Chc năng ca th trư ng tin t là tài tr vn ngn hn cho doanh nghip,

cho ngân sách nhà nư c, m bo vn kh dng cho các t chc tín dng và

là nơ i cho NHNN thc thi các công c ca CSTT.

Th trư ng tin t din ra ch yu thông qua hot ng ca h thng

ngân hàng, vì các ngân hàng là ch th quan trng nht trong vic cung cp vàs dng vn ngn hn. Tham gia th trư ng tin t nư c ta hin nay là h

thng các t chc tín dng, gm có: các NHTM, các công ty tài chính, các

công ty cho thuê tài chính, các qu tín dng nhân dân.

Tin thân ra i ca h thng NHTM Vit Nam là h thng NHNN

Vit Nam ư c thành lp và i vào hot ng t ngày 6/5/1951 v i tên gi

ban u là NH Quc gia Vit Nam. T chc hot ng ngân hàng mô hình

mt cp, Nhà nư c c quyn qun lý, va làm chc năng qun lý nhà nư c

va trc tip kinh doanh tin t tín dng. Hot ng ngân hàng u do s n

nh ch quan ca Nhà nư c không có mt CSTT theo úng ngh ĩ a. B máy t

chc cng knh kém hiu qu,...

Ngày 26/3/1988 Hi ng b trư ng (nay là Chính ph) ã ban hành

99

ư c th ch hóa sau khi NHNN công b Pháp lnh NHNN ngày 24/5/1990.

H thng ngân hàng Vit Nam ngày càng ư c tách bch thành hai h thng

c lp và rành bch v chc năng và nhim v khi có s ra i ca Lut

NHNN Vit Nam và Lut t chc tín dng Vit Nam (1/1/1998).



• H thng ngân hàng nhà nư c Vit Nam v i chc năng là NHTW ca

Vit Nam

• H thng các TCTD v i chc năng kinh doanh tin t và dch v ngân

hàng.

Hin nay, h thng NHTM Vit Nam bao gm các loi hình hot ng

như: NHTM nhà nư c, NHTM c phn, NHTM liên doanh, chi nhánh NHTM

nư c ngoài.

Các NHTM nhà nư c t khi ra i n nay ư c hot ng theo mô

hình tng công ty, Nhà nư c có 100% vn iu l. Các NHTM nhà nư c hot

ng dư i s iu chnh trc tip ca lut các t chc tín dng, va chu s

iu chnh c trc tip và gián tip ca Lut DNNN. Cho n nay, nhóm các

NHTM nhà nư c vn là nhóm chi phi th phn huy ng vn và tín dng ca

c nư c (t trng tín dng ca các NHTM nhà nư c năm 2005 chim 70,8%

và năm 2006 chim 63,49% ca c h thng) [18]. Th phn ca các NHTM

nhà nư c cao như vy là do các NHTM nhà nư c có mng lư i rng ph khp

c nư c, có th i gian hot ng lâu, do tâm lý ca ngư i dân chưa quen v i

hot ng ca các t chc tín dng khác... Tuy nhiên, mô hình t chc truynthng chm i m i nên h qu là nhân lc quá ông, b máy cng knh, hn

ch năng sut lao ng. Vn t có ca nhóm NHTM NN thp (bình quân

100

doanh mà còn thp hơ n mt s NHTM c phn [7]. Do vy t nay n năm

2008 nâng cao hiu qu hot ng ca các NHTM nhà nư c, NHNN Vit

Nam ang và s c phn hóa các NHTM nhà nư c.

Nhóm các NHTM c phn hin có khong 33 ngân hàng. Các ngân



hàng c phn có quy mô th phn nh (t trng tín dng cho nn kinh t năm

2005 và 2006 ln lư t chim 14,76% và 21,16% [19]) nhưng t l an toàn vn

bình quân nhóm khong 8% cao hơ n các NHTM NN, t t l an toàn ti

thiu theo thông l quc t. Hin ti s vn t có ca các NHTM c phn

không l n (năm 2005 ch có hai NHTM c phn Sài Gòn Thươ ng tín và

NHTM c phn Á Châu là có s vn t có trên 1000 t ng) nên hn ch kh

năng cung ng vn, u tư tài chính và u tư phát trin công ngh. Tuy các

NHTM c phn có nhiu c gng trong vic m rng th phn song các

NHTM c phn thư ng trong tình trng thiu ngun và h phi tăng lãi sut

huy ng cnh tranh v i các NHTM nhà nư c. Ngày 22/11/2006, Chính

Ph ban hành Ngh nh 141/2006/N-CP v ban hành danh mc mc vn

pháp nh ca các t chc tín dng. Theo Ngh nh ó thì các NHTM c

phn ã ư c cp phép và hot ng phi m bo vn iu l thc góp tithiu chm nht vào ngày 31/12/2008 là 1000 t. Ngh nh ó to iu kin

cho các NHTM c phn tăng vn hot ng và tăng dn kh năng cnh tranh

khi Vit Nam ã nm trong WTO.

Hin nay Vit Nam có 4 ngân hàng liên doanh. Vn t có ca các NH

liên doanh bình quân gn 350 t ng. Th phn tín dng nh, năm 2005 là

1,17% và năm 2006 là 1,25% [19] nhưng hot ng n nh, mc ri ro

101

cho công chúng là hn ch nhưng n năm 2010 khi mà Vit Nam phi thc

hin cam kt v i WTO v l ĩ nh vc ngân hàng, các ngân hàng hot ng trên

lãnh th Vit Nam ư c i x bình ng như nhau thì nhóm chi nhánh ngân

hàng nư c ngoài là i th cnh tranh áng g m ca các t chc tín dng



trong nư c vì h có l i th hơ n hn các NHTM trong nư c, chng hn như:

• Trình qun lý, kinh nghim k năng làm vic

• Các dch v cung cp có sn t các Ngân hàng m

• Thu nhp hp dn nên d thu hút lao ng có trình cao t th trư ng

cũng như là t các NHTM Vit Nam

• Có kinh nghim kinh doanh quc t và ngân hàng in t

• Kh năng duy trì và phát trin th trư ng mc tiêu v i khách hàng trong

khu vc công nghip có vn u tư nư c ngoài

Như vy, chúng ta có th khng nh rng hin ti th trư ng tin t

Vit Nam v i s hot ng ca ch th quan trng nht là các NHTM va hn

ch v s lư ng va kém v cht lư ng. Quy mô vn s hu nh, năng lc tài

chính hn hp, h s an toàn thp, nhân s và công ngh bt cp, cơ ch qun

tr iu hành cách xa v i chun mc quc t, chưa ly hình nh và thươ ng

hiu là vũ khí cnh tranh,... V i các thành viên tham gia th trư ng tin t như

trên thì thc t hot ng ca các th trư ng thành t như th nào, chúng ta s

xem xét tip phn sau.

* Th tr ư ng ni t liên ngân hàng

Th trưng ni t liên ngân hàng Vit Nam ưc thành lp năm 1993



103

* Th tr ư ng ngoi h i và th tr ư ng ngoi t liên ngân hàng

Năm 1991 ánh du s ra i ca th trư ng ngoi hi có t chc ti

Vit Nam v i s ra i ca hai trung tâm giao dch ngoi hi ti TP HCM vàHN theo quyt nh s 107-NH/Q ngày 16/8/1991 ca NHNN. Tuy nhiên



do hot ng ca hai trung tâm này không có hiu qu nên ngày 20/10/1994,

NHNN quyt nh thành lp th trư ng ngoi t liên ngân hàng thay th cho

hai trung tâm giao dch ó. Th trư ng ngoi t liên ngân hàng v i NHNN là

ngư i iu hành và là ngư i mua bán cui cùng khi cn thit ã góp phnáng k i v i vic iu hành t giá, góp phn làm cho t giá phn ánh chính

xác hơ n giá tr thc ca VN.

Năm 2003, NHNN ã hy b quy nh v trn t giá kỳ hn và thay i

kỳ hn, cho phép các t chc tín dng ư c xác nh t giá kỳ hn da trên cơ

s chênh lch lãi sut gia ng ô la M và ng Vit Nam, ng th i m

rng kỳ hn t 3- 365 ngày. ng th i NHNN cũng cho phép m rng các

i tư ng ư c giao dch ngoi t v i các t chc tín dng và khách hàng

ư c chuyn i ngoi t mà không b kim soát chng t.

T năm 2003 n năm 2006 th trư ng ngoi t liên ngân hàng liên tc

phát trin v c quy mô và doanh s giao dch nh s thay i trong cơ ch

qun lý kinh doanh ngoi t. Tính n năm 2006 s lư ng các thành viên

tham gia th trư ng ngoi t liên ngân hàng lên t i 65 ngân hàng (năm 2003

có 59 thành viên và 23 thành viên năm 1994). Nh xut khu tăng và kiu hi

nhiu nên năm 2006 cung ngoi t tăng, NHNN ã mua ư c mt lư ng

ngoi t l n cho d tr ngoi t.

104

trư ng tín phiu kho bc cùng v i tín phiu NHNN ã tr thành ngun cung

cp hàng hóa ch yu cho nghip v th trư ng m .

2.2.3.2. Th trư ng ch ng khoán

Th trư ng chng khoán trong nn kinh t th trư ng là kênh huy ng



vn dài hn quan trng nht cho các doanh nghip trong nn kinh t i

ngư c v i th trư ng tin t nơ i cung cp ngun vn ngn hn cho các doanh

nghip. Nhưng thc t hin nay Vit Nam như ã phân tích phn trên thì

các NHTM vn là nơ i cung cp vn ch yu cho các doanh nghip trong nn

kinh t k c vn ngn hn và dài hn. iu này xut phát t thc trng phát

trin ca th trư ng chng khoán Vit Nam.

Th trư ng chng khoán Vit Nam m i ch i vào hot ng t năm

2000. Cho n nay, Vit Nam có 2 trung tâm giao dch chng khoán, mt thành ph H Chí Minh (bt u hot ng năm 2000) và mt Hà ni (bt

u hot ng năm 2004).

V i th i gian tn ti và phát trin quá ngn như vy, th trư ng chng

khoán ca nư c ta vn giai oan sơ khai, s lư ng các doanh nghip niêm

yt và s ngư i tham gia giao dch không nhiu (n ht tháng 1 năm 2007 c

nư c có 195 công ty niêm yt và hơ n 100.000 tài khon giao dch chng

khoán). Theo y ban Chng khoán Nhà nư c tính n ngày 31/12/2006 tng

vn hóa th trư ng t khong 220.000 t ng (bng khong 22,7% GDP).

Tng giá tr trái phiu niêm yt tính n ngày 16/11/2006 bng khong 6,4%

GDP năm 2006, trong ó hu ht là trái phiu chính ph và chính quyn a

phươ ng (chim 97%) [27]. Th trư ng chng khoán cho n nay vn chưa là

105

không phù h p v i s phát trin th trư ng. Trong th i gian t i cn thúc y

hot ng ca th trư ng chng khoán nhm tách hn chc năng cung ng

vn dài hn ra khi hot ng ca tín dng ngân hàng.

2.2.4. Tác ng ca hin tư ng ôla hóa n CSTT



Mt trong nhng mc tiêu quan trng ca CSTT mà NHTW mong

mun t ư c là n nh giá tr ng ni t. Vic ó s có th t ư c d

dàng khi mà NHTW có kh năng kim soát cht cung ng tin t. Tuy nhiên,

kh năng kim soát cung ng tin t s gp nhiu cn tr khi nn kinh t có

hin tư ng ôla hóa. Mc ôla hóa càng cao thì kh năng kim soát cung

ng tin t càng kém, do ó mà làm gim hiu qu ca CSTT.

Vit Nam hin tư ng ôla hóa xy ra t u nhng năm 1990 khi

chính ph có nhng ci cách trong vic s dng ng ôla. Bt u t năm1990 thì các doanh nghip và h gia ình ư c chính ph cho phép s dng

và gi ôla v i s lư ng hn ch, h p nht 3 loi t giá (t giá thanh toán ni

b cho hot ng xut nhp khu, t giá cho các khon kiu hi, t giá cho

các hot ng phi thươ ng mi như du lch hoc chuyn tin ca ngư i nư c

ngoài). Năm 1994 chính ph cho phép các doanh nghip có quyn gi và s

dng ô la v i s lư ng không hn ch. ó chính là nhng iu kin to cho

ngư i dân Vit Nam s dng và giao dch ng ô la M như là s dng ng

ni t- ôla hóa xy ra.

Theo các nhà kinh t thì ánh giá mc ôla hóa cn xác nh khi

lư ng ngoi t trong lưu thông và khi lư ng tin gi ngoi t ti các ngân

hàng. Tuy nhiên, không có s liu v khi lư ng ngoi t trong lưu thông nên

106

B ng 2.13. T tr ng ti n g i ngoi t trên v n huy ng ti các NHTM

thành ph Hà ni và H Chí Minh

ơ n v : t ng Vit Nam (quy i)

TP Hà ni TP H Chí Minh



Th i im

S tin % S tin %

31-12-1996 9.661 40,3

31-12-1998 12.389 34,0

31-12-1999 16.217 39,7

31-12-2000 25.068 44,6

31-12-2001 27.764 41,6

31-12-2002 48.554 43,9 33.161 38,6

31-12-2003 53.750 37,3 38.200 34,0

31-12-2004 61.540 38,1 48.800 33,1

31-12-2005 67.252 35,0 58.450 32,3

31-12-2006 72.912 30,1 67.704 23,7

31-05-2007 75.241 26,3 98.096 26,7

Ngun : Báo cáo ca Chi nhánh NHNN Hà ni và TP HCM

Theo bng 2.13 chúng ta có th thy tình trng ôla hóa nư c ta là

mt vn áng ư c quan tâm và nghiên cu. Trư c năm 2006, t l tingi ô la M so v i tng huy ng c thành ph Hà Ni và H Chí Minh

u trên 30% Năm 2006 t trng ó ã gim i do mt s nguyên nhân như

107

vic cung ng ln kim soát khi lư ng tin M2 u vư t khi tm tay ca

NHTW. ó chính là nguy cơ e da trc tip n an ninh tài chính ca c mt

nn kinh t mà không mt Chính ph hay NHTW nào trên th gi i mun

chng kin.

N i D là t ti i á l i ki h t à h th â



Nu gi D là tng tin gi các loi ca nn kinh t vào h thng ngân

hàng (tr tin gi d tr bt buc ca t chc tín dng ti NHTW); gi MB là

tng tin mt do NHTW phát hành gm: tin mt trong lưu thông (Cu), tin

mt dư i hình thc tin gi d tr bt buc ca các t chc tín dng tiNHTW (RR), tin mt dư i hình thc m bo thanh toán ti qu ca các

NHTM (ER) thì:

MB= Cu + RR + ER

Gi cr là t l tin mt so v i tin gi, rrr là t l d tr bt buc, er làt l tin gi thanh toán so v i tin gi thì:

MB= Cu + RR + ER= cr.D+ rrrr.D + er. D= D(cr+ rrrr+ er)

Do ó: D= MB/(cr+ rrr+ er)

Do vy tng khi lư ng cung ng tin M2 s là:M2= C+ D = cr.D+ D= MB(cr+1)/(cr+rrr+er)

Theo công thc trên chúng ta thy khi lư ng tin M2 ph thuc vào

MB và các h s cr, rrr, er. Trong tình hung không có ôla hóa thì các h s

ó NHNN có th kim soát ư c thông qua báo cáo nh kỳ bt buc ca các

t chc tín dng. Còn nu như NHNN không th bit ư c hin ti trong dân

chúng có bao nhiêu tin mt ngoi t (Cf ) thì s không th xác nh ư c MB

108

th thc hin ư c trong th i gian ngn vì cn phi xây dng lut chng ôla

hóa cùng v i vic nâng cao giá tr ng ni t,... Thc trng này cho thy

nghiên cu cu tin nói riêng và CSTT nói chung Vit Nam cn phi quan

tâm t i hin tư ng ôla hóa, s thay i ca t giá, tâm lý ca ngư i dân

trong vic s dng ngoi t, khi lưng ngoi t trong dân,...



trong vic s dng ngoi t, khi lư ng ngoi t trong dân,...


Thc trng iu hành CSTT cho thy t năm 1992, CSTT cũng ã có

mc tiêu nh lư ng và các công c CSTT gián tip ã ư c hình thành,

nhng mc tiêu mà CSTT hàng năm ưa ra nói chung u t ư c. Nhưng

thc t iu hành và thc thi chính sách tin t còn mt s tn ti cn khc

phc như:

- Vic iu hành CSTT chưa thc s khoa hc, vic tính toán khilư ng cung ng tin t tăng thêm không da trên cơ s d báo cu tin.

- Cán cân thanh toán t năm 1999 luôn thng dư và mc thng dư ngày

càng tăng gây áp lc cho iu hành CSTT trong vic m bo n nh giá tr

ng ni t và chng lm phát.

- Nn kinh t b ôla hóa làm cho kh năng kim soát tng phươ ng tin

trung gian trong quá trình thanh toán là rt khó khăn. NHNN không th kim

soát ư c tng s ng USD hin ti ang nm trong tay công chúng.

- Nn kinh t dư i áp lc cnh tranh khi gia nhp WTO, hi nhp vào

nn kinh t toàn cu, thì h thng ngân hàng Vit Nam nói chung và NHNNnói riêng cn phi thay i theo xu th hin i. iu ó òi hi s i m i

h à i hà h hi

109

- NHNN chưa c lp trong iu hành CSTT (ràng buc b i nhng

iu khon trong Lut NHNN)

- CSTT chưa thc s minh bch th hin ch hàng năm NHNN ưara d báo cung ng tin t tăng thêm nhưng chưa có s gii thích rõ ràng v

phân tích và d báo (chưa da trên cơ s phân tích cu)



phân tích và d báo (chưa da trên cơ s phân tích cu)

- CSTT ưa ra chưa thc s phù h p v i mc tiêu và bin pháp ca các

chính sách kinh t v ĩ mô khác (chưa có s phi h p, thông tin kp th i, ng

b gia các b ngành có liên quan)

- H thng tài chính ca nư c ta còn non tr, các nh ch tài chính còn

kém v cht lư ng và thiu v s lư ng. V i s phát trin sơ khai ca th

trư ng chng khoán, các NHTM hot ng có cht lư ng chưa cao vn là

kênh cung cp vn chính (c ngn hn và dài hn) trong nn kinh t. Th trư ng tin t vn giai on phát trin thp chưa thc s là mt xích truyn

dn chính sách và phn ng chính sách ca NHTW.

Do vy trong th i gian t i làm tăng hiu qu thc thi CSTT thì

chúng ta cn phi m bo các iu kin thc thi hiu qu CSTT như m

bo tính c lp, trách nhim, và minh bch ca NHNN; m bo s phù h p

v mc tiêu và bin pháp ca CSTT v i các chính sách kinh t v ĩ mô khác;

thúc y s phát trin ca các nh ch tài chính và th trư ng tin t. Nhng

iu kin ó mun có ư c thì không ch cn có s thay i trong hoch nh

và thc thi CSTT ca NHNN mà còn cn có s thay i trong cách nhìn nhn

và s h tr ca chính ph v i vic iu hành CSTT ca NHNN.

Tuy nhiên theo tôi thì vic làm quan trng nht hin nay mà t bn thân

110

cho dân chúng. Vic ó s thc hin ư c khi NHNN ư c lư ng ư c hàm

cu tin cho nn kinh t Vit Nam.

Vy, cu tin Vit Nam do nhng nhân t nào quyt nh và ngdng trong phân tích CSTT ra sao, tôi s trình bày nhng phn sau ca lun

án



án.

111

Chươ ng 3

NGHIÊN C U CU TIN

VÀ Ư C LƯ NG HÀM CU TIN VIT NAM



Da trên cơ s nhng phân tích v lý thuyt và thc tin nghiên cu

cu tin trên th gi i và thc tin v các vn ca nn kinh t Vit Nam như

chính sách tin t, tài khóa, cán cân thanh toán và thc trng v s hot ng

ca mt s th trư ng tài chính Chươ ng 2, Chươ ng 3 ca lun án s xem xét

c th các vn v cu tin Vit Nam. C th, Chươ ng 3 ư c chia thành

ba phn. Phn u s xem xét thc tin v các nghiên cu cu tin Vit

Nam th i gian qua. Các phn tip theo s trình bày c th nhng vn liên

quan t i vic la chn bin và ư c lư ng hàm cu tin cho nn kinh t giaion 1994- 2006 i v i khi lư ng tin M1 và giai on 2000-2006 cho khi

lư ng tin M2.

3.1. TH C TRNG V NGHIÊN C U CU TIN VIT NAM

3.1.1. Nghiên c u cu tin Vit Nam

Cho n th i im này trên th gi i có rt nhiu nghiên cu cu tin và

kt qu nghiên cu các nư c có ý ngh ĩ a l n trong vic hoch nh CSTT

ca NHTW. Vit Nam s lư ng các nghiên cu nh lư ng v cu tin là

rt ít. Mt s nghiên cu ã ư c thc hin Vit Nam nhưng còn hn ch v

phươ ng pháp, kh năng gii thích hành vi nm gi tin cũng như kh năngng dng cho iu hành CSTT.

112

3.1.1.1. Các nghiên c u s d ng mô hình PAM

* Nghiên c u ca TS Võ Trí Thành và Suiwah Leung [82]

Nghiên cu s dng mô hình PAM cho cu tin ca Vit Nam u tiênphi k t i là nghiên cu ca TS Võ Trí Thành và Suiwah Leung. Hàm cu

tin ưc nghiên cu như mt phn ni dung trong bài nghiên cu ưc thc



tin ư c nghiên cu như mt phn ni dung trong bài nghiên cu ư c thc

hin Úc năm 1996 v "Ci cách giá c và n nh Vit Nam nhng năm

1980" (Vietnam in the 1980s: Price Reforms and stabilization). Trong nghiên

cu ó cu tin (M1-khi lư ng tin hp, CU- tin mt trong tay công chúng,

HD- tin gi ca công chúng) ư c xét là hàm ca thu nhp (NI), t l lm

phát (Π) và bin gi (D) i din cho nhng th i im ci cách giá c Vit

Nam. Kt qu ư c lư ng ư c trình bày trong bng 3.1 sau cho thy cu tin

ph thuc dươ ng v i thu nhp, ph thuc âm v i bin chi phí cơ hi và vic

ci cách giá c cũng có nh hư ng ý ngh ĩ a t i cu tin.

B ng 3.1. K t qu ư c l ư ng cu ti n c a Võ Trí Thành và Suiwah Leung

Mô hình HD

(1978-91)

CU

(1977-91)

M1

(1978-91)

c -9,906 -8,071 -8,942

D 0,498 0,499 0,464

NI 1,791 1,404 1,599

Π -0,817E-3 -0,867E-4 -0,334E-3

Bin ph thuc tr 0,723 0,668 0,649

113

quan sát. V i s lư ng quan sát quá ít như vy, kt qu ư c lư ng không có ý

ngh ĩ a trong phân tích và d báo.

Nghiên cu ca Phm Quc Thng ch có ý ngh ĩ a g i m cho cácnghiên cu sau v mi quan h gia cu tin và mt s các bin s trong kinh

t. Kt qu nghiên cu ca Phm Quc Thng ư c tóm tt trong bng 3.2.



q g Q g g g

B ng 3.2. K t qu ư c l ư ng cu ti n c a Ph m Qu c Th ng

Khilư ng tin

H s nhy cmca cu tin i

v i thu nhp

H s nhy cmca cu tin i

v i lãi sut

H s nhy cm cacu tin i v i s bin ng ca giá

(lm phát)

mo 1,78 -

m1 1,384 - -

m2 1,34 0,3 (R) -0,21

m2f 0,88 0,11 (r) -

Trong ó:

• Du ‘–‘ phn ánh h s ư c lư ng không có ý ngh ĩ a

• R là lãi sut danh ngh ĩ a

• r là lãi sut thc t

• mo là khi lư ng tin cơ s thc t

• m1 là khi lư ng tin hp thc t, khi lư ng tin hp M1 bao gmkhi lư ng tin mt cng v i các khon tin gi không kỳ hn

114

* Nghiên c u cu ti n ca ng Chí Trung nă m 2004 [15]:

ng Chí Trung nghiên cu cu tin theo tháng cho Vit Nam giai

on t tháng 1/1991 n tháng 12/2002, v i các bin s gii thích như: snlư ng công nghip (IO), lãi sut (RATE), lm phát (INF), t giá hi oái thc

t ca ng ngoi t (REX).



B ng 3.3. K t qu ư c l ư ng cu ti n (lnM1) c a ng Chí Trung

Bin ph thuc

lnIO rate INF(-1) lnREX lnM1(- 1)nhhư ng ca

các nhânt khác

H s nhhư ng

0,066 -0,018 -0,824 0,136 0,936 -0,708

3.1.1.2. Nghiên c u s d ng mô hình ECM

* Nghiên c u cu ti n ca Hà Qu ỳnh Hoa nă m 2000 [30]:

Nghiên cu ca tác gi năm 2000 v cu tin Vit Nam xét cho giai

on t quý 4 năm 1990 n quý 4 năm 1998.

B ng 3.4. K t qu nghiên c u cu ti n c a Hà Qu ỳ nh Hoa

Bin s H s co giãn

lny 1,0029Cu tin dài hn:lnm1

R -0,8275∆lny 0,54

115

Các bin s trong mô hình ư c ly theo quý nên s quan sát có ư c

khi ư c lư ng hàm cu tin là 33 quan sát. Khi lư ng tin s dng trong ư c

lư ng là M1 thc t (m1), bin gii thích là giá tr sn lư ng công nghip thc

t (y) và t l lãi sut tin gi 3 tháng ca NHTM (R).

Như vy chúng ta có th thy cho n th i im này thì s lư ng các



nghiên cu thc nghim v cu tin nư c ta là tươ ng i ít. Kt qu ca các

ư c lư ng thc nghim này u có hàm ý v lý thuyt ging nhau, các h s

ư c lư ng ư c ca thu nhp u có giá tr dươ ng và h s ư c lư ng ư cca các bin chi phí cơ hi u có giá tr âm. Tuy nhiên, nghiên cu cu tin

nư c ta còn tn ti nhiu hn ch như hn ch v phươ ng pháp ư c lư ng,

khi lư ng tin, các bin chi phí cơ hi s dng trong ư c lư ng,...

3.1.2. Hn ch ca nh ng nghiên c u cu tin Vit Nam

Kh i l ư ng ti n

Vic nghiên cu cu tin m i ch dng li khi lư ng tin hp M1.

Do vy, kh năng s dng các kt qu nghiên cu ưa ra d báo v nhu

cu tin và t ó có nh hư ng iu tit cung tin hàng năm là hn ch. Thc

t thì mc tiêu ca CSTT mà NHNN Vit Nam hư ng t i là iu tit khi

lư ng tin M2 tăng hàng năm nên nghiên cu và ư c lư ng cu tin không

th ch dng li vic ư c lư ng và phân tích các nhân t nh hư ng t i M1

mà còn phi xem xét c M2.

Bi n quy mô

Do s liu thng kê v tng sn phm chưa ư c tính theo tháng, theo

h i i hi h hi

116

kê trên th gi i. Nhưng vic s dng giá tr sn lư ng công nghip thay cho

ch tiêu tng sn lư ng khi ư c lư ng cu tin ch em li kt qu có ý ngh ĩ a

khi mà các dãy s ó có mc tươ ng quan rt cao. Tuy nhiên, vic kim

nh mc tươ ng quan ca hai dãy s liu này chưa ư c thc hin trong

các nghiên cu Vit Nam.



Theo s liu thng kê ca Vit Nam t năm 1994 n năm 2006 v giá

tr sn lư ng công nghip và GDP thc t, thông qua kim nh tươ ng quan

hng Spearman cho kt qu hai chui s liu này có h s tươ ng quan hngkhá cao mc 91,58%. Như vy có th khng nh rng vic dùng giá tr sn

lư ng công nghip làm bin quy mô hay giá tr GDP trong vic ư c lư ng cu

tin Vit Nam thì cũng u có ý ngh ĩ a.

Trong nghiên cu ca ng Chí Trung (2004) h s ư c lư ng ca

lnIO ch có 0.066 trong hàm cu tin dài hn. H s này có du hoàn toàn

úng lý thuyt nhưng v giá tr thì không th gii thích ư c i v i c im

ca nn kinh t trong quá trình tin t hóa, và h thng tài chính phát trin

mc thp như Vit Nam. H s ó quá thp có th là do hn ch trong

phươ ng pháp ư c lư ng mà ng Chí Trung s dng (mô hình PAM). Còntrong nghiên cu mà tác gi ã thc hin năm 2000 thì có kh năng gii thích

tt hơ n (s dng mô hình ECM)- h s ó l n hơ n 1.

n th i im này Vit Nam dãy s liu thng kê v GDP theo quý

cũng ã có t năm 1992, nên chúng ta có th s dng GDP là bin quy mô

trong nghiên cu khi xét tn sut bin theo quý. Còn trong trư ng h p xét tn

sut bin theo tháng thì giá tr sn lư ng công nghip s ư c chn la. Vic

117

Các bi n chi phí cơ hi gii thích hành vi n m gi ti n

Bin chi phí cơ hi ã ư c s dng các nghiên cu cu tin Vit

Nam là lm phát, lãi sut tin gi tit kim và t giá hi oái thc t khinghiên cu khi lư ng tin hp M1.

Các nghiên cu ch dng li vic ch nh bin chi phí cơ hi cho mô



g g p

hình theo lý thuyt cu tin mà không kim nh xem bin chi phí cơ hi nào

là phù h p hơ n trong vic gii thích hành vi nm gi tin ca công chúng thì

chưa có nghiên cu nào thc hin.

Trong nghiên cu ca tác gi thc hin năm 2000 và nghiên cu ca

ng Chí Trung (2004) u xét lãi sut là bin phn ánh chi phí cơ hi.

Nhưng bin ó có phn ánh úng n hành vi nm gi tin ca công chúng

hay không thì u không có s kim nghim và so sánh. Mt khác lãi suttrong th i kỳ nghiên cu mà tác gi ã thc hin (1990- 98) và ca ng Chí

Trung (1991- 2004) có s kim soát cht ca NHNN thông qua các quy nh

v khung lãi sut (tháng 6 năm 2002 lãi sut m i ư c thc hin theo cơ ch

tha thun) nên lãi sut không phn nh ư c bin ng thc t cung cu tin

t và do ó không phn ánh ư c úng n nh hư ng ca lãi sut n hànhvi nm gi tin. Trong trư ng h p lãi sut có s can thip thì mt s nghiên

cu thc nghim v cu tin trên th gi i, như nghiên cu cu tin cho nn

kinh t Trung Quc, thì lm phát li là bin chi phí cơ hi tt hơ n.

V i thc trng ca mt nn kinh t có hin tư ng ô la hóa cao như

nư c ta thì thì t giá hi oái là mt bin i din tt cho vic phân tích tác

ng ca hin tư ng thay th tin t. Tuy nhiên, khi phân tích nh hư ng ca



119

nh hư ng n nhu cu tin cũng như là các thành phn ca cu tin. Như

vy, khi lư ng vàng giao dch cũng như giá vàng là nhng bin s áng quan

tâm khi nghiên cu cu tin. Tuy nhiên, không có s liu thng kê v khi

lư ng vàng thc s ang ư c ngư i dân s dng nên không th xem xét khi

phân tích nh lư ng v cu tin nhưng chúng ta có th phân tích s bin ng

giá àng n c tin q a ó th ưc s tha i cơ c tư ca



v giá vàng n cu tin qua ó thy ư c s thay i cơ cu u tư ca

ngư i dân khi vàng lên giá hoc xung giá.

Phươ ng pháp ư c l ư ng

Các nghiên cu thc nghim ư c thc hin cho nn kinh t Vit nam

cho n th i im này m i ch dng li cách ư c lư ng cu tin có dng

tuyn tính chưa xét t i dng hàm phi tuyn. Cách thc ư c lư ng m i ch

dng li vic xác nh hàm cu tin hiu chnh sai s ơ n phươ ng trình,

chng hn như nghiên cu mà tác gi ã thc hin năm 2000. Nghiên cu ó

có hn ch là s dng cách tip cn ơ n phươ ng trình nhưng li xem xét cho 3

dãy s liu là khi lư ng tin, sn lư ng công nghip và lãi sut nên kt qu

ư c lư ng có th không phn ánh chính xác thc tin vì có th là có nhiu

hơ n mt bin ph thuc trong các bin nêu trên.3.2. Ư C LƯ NG HÀM CU TIN CHO VIT NAM

Phn nghiên cu này s cp mt cách chi tit liên quan t i các vn

ư c lư ng mt hàm cu tin c th cho Vit Nam trong quãng th i gian

quan tâm ca lun án, t năm 1994 n nay. C th là s phân tích các vn

liên quan n s liu (la chn bin, nh ngh ĩ a bin,...), phươ ng pháp ư c

lư ng, la chn mô hình phù h p và cui cùng là ư c lư ng hàm cu tin. T

120

hàm cu tin M2 t ó có th có nhng d báo cũng như là các khuyn

ngh cho vic iu hành CSTT ca NHNN.

3.2.1. S

liu

Th i kỳ la chn nghiên cu nh lư ng v cu tin M1 Vit Nam

là t năm 1994 n ht năm 2006. Năm nghiên cu nh lư ng ly mc t



năm 1994 là do trong s các bin chi phí ư c la chn có bin t giá hi

oái. Năm 1994 th trư ng ngoi t liên ngân hàng thành lp. Trong th trư ng

này NHNN là ngư i iu hành và là ngư i mua bán cui cùng khi cn thit ã

góp phn áng k i v i vic iu hành t giá, góp phn làm cho t giá phn

ánh chính xác hơ n giá tr thc ca VN. ng th i năm 1994 là năm mà

chính ph cho phép các doanh nghip có quyn gi và s dng ôla v i s

lư ng không hn ch. ó chính là iu kin ngư i dân có th dùng ngoi t

cũng ging như ni t. Hin tư ng ôla hóa din ra và s bin ng giá tr ca

ng ôla s làm nh hư ng không nh t i nhu cu nm gi ng ni t.

Còn i v i vic ư c lư ng cu tin M2 thì th i gian nghiên cu là t

năm 2000 n năm 2006. Vic ư c lư ng cu tin cho M2 ch ly mc t năm

2000 liên quan t i mt s lý do chng hn như vic la chn bin chi phí cơ hi cho cu tin M2. Bin chi phí cơ hi cho khi lư ng tin M2 s ư c la

chn (xem thêm phn la chn bin chi phí cơ hi) là lãi sut trúng thu tín

phiu kho bc 3 tháng. Năm 2000 là năm mà NHNN Vit Nam bt u s

dng công c nghip v th trư ng m trong iu tit cung ng tin t, th

trư ng chng khoán bt u hot ng, lãi sut bt u ư c t do hóa nên

các bin phn ánh chi phí cơ hi ca vic nm gi M2 mang tính th trư ng

121

3.2.2. L a chn bin s

3.2.2.1. Kh i l ư ng ti n

Mt trong nhng vn khá quan trng khi nghiên cu cu tin cnphi xác nh u tiên là s tn ti ca các s liu v tin. Các khi lư ng tin

thông thư ng ư c s dng trong các nghiên cu cu tin trên th gi i là M1



hoc M2. Tuy các khi lư ng tin trong các nghiên cu có th ging nhau

nhưng các thành t ca nó có th khác nhau. Chng hn như, Vit Nam M1

bao gm tng lư ng tin mt ngoài h thng ngân hàng và các khon tin gi

không kỳ hn. M thì M1 còn bao gm c các tài khon tin gi séc du lch

và các khon tin gi có kh năng phát hành séc khác. M2 nư c ta ư c gi

là tng phươ ng tin thanh toán, thành phn ca M2 gm có: tng lư ng tin

mt ngoài h thng ngân hàng, tin gi bng VN và bng ngoi t ca dân

cư, doanh nghip ti các NHTM.

Thc tin, nhng th mà ngư i dân Vit Nam dùng làm phươ ng tin

thanh toán thì không ch là nhng th nm trong M2 mà còn có mt s th

khác na cũng ư c s dng khá ph bin như vàng và lư ng ôla M nm

trôi ni trong dân mà NHNN không kim soát ư c. Vy nu xét theo ngh ĩ arng thì nghiên cu nhu cu v tin phi xét t i tt c nhng th ư c gi là

tin ó. Nhưng hin ti không có mt s liu thng kê nào v tng khi lư ng

vàng và ngoi t nm trong tay dân chúng nên không th xem xét khi lư ng

tin nghiên cu bao gm có vàng và ngoi t ư c.

Tóm li, khi lư ng tin có th ư c s dng trong ư c lư ng cu tin

Vit Nam có th là M1 hoc M2. Không th xét khi lư ng tin bao gm

122

Trong nghiên cu này lun án la chn khi lư ng M1 ư c lư ng

cu tin cho th i kỳ 1994- 2006 và khi lư ng tin M2 cho th i kỳ 2000-

2006.

3.2.2.2. Bi n quy mô

V i tn sut nghiên cu ư c la chn là theo tháng thì nghiên cu này



tip tc s dng s liu v sn lư ng công nghip làm i din cho bin quy

mô.

3.2.2.3. Bi n chi phí cơ hi

Vic la chn xem trong nghiên cu cu tin bin nào phn ánh chi phí

cơ hi ca vic nm gi tin tùy thuc vào vic la chn âu là khi lư ng

tin quan tâm. Chi phí cơ hi ca vic nm gi mt khi lư ng tin nào ó

ph thuc vào phn chênh lch gia thu nhp có ư c t vic nm gi các tàisn khác không phi là tin và thu nhp ca bn thân khi lư ng tin ó.

* i v i khi lư ng tin M1:

Tin M1 bao gm có tin mt và các khon tin gi không kỳ hn.

Trong các thành t ca M1 thì khi lư ng tin gi không kỳ hn có thu nhpnhưng không áng k, hin ti lãi sut tin gi không kỳ hn khong

0,25%/tháng (cui năm 2006). T trng ca khi lư ng tin gi không kỳ hn

(bao hàm c tin gi thanh toán ca nn kinh t) năm 2005 khong 45% [19].

Vì lãi sut ca khon tin gi không kỳ hn là rt thp nên các nghiên cu cu

tin thư ng coi như thu nhp hin hu ca tin là bng không. Còn i v ithu nhp ca các tài sn khác thay th tin M1 thông thư ng ư c xét là t l

l h k l l i hi kh b h hi h là l

123

Như vy, bin nào s ư c chn làm bin chi phí cơ hi cho nghiên cu

cu tin M1 nư c ta. Bin u tiên theo tôi phi k t i là t l lm phát kỳ

vng -thu nhp kỳ vng ca nhng tài sn thc- vì mt s lý do sau ây:

Th nh t, như ã trình bày phn thc trng v s phát trin th trư ng

tài chính nư c ta, th trư ng chng khoán nư c ta m i ch bt u hot

ng vào năm 2000 các hàng hóa trên th trưng không nhiu các công ty c



ng vào năm 2000, các hàng hóa trên th trư ng không nhiu, các công ty c

phn có vn không l n, s hiu bit ca dân chúng v s tn ti ca th

trư ng này thp nên không th cp t i s nh hư ng ca c tc cũng như là ch s chng khoán t i cu tin hin nay. Tuy nhiên, cn phi khng nh là

s tn ti ca th trư ng chng khoán làm tăng danh mc tài sn trong cơ cu

u tư ca mi ngư i.

Th hai, trái phiu là mt công c n mà chính ph s dng nhm tăng

ngun cho ngân sách và các công ty s dng nhm tăng ngun cho hot ng

sn xut kinh doanh. T năm 1992 chính ph Vit Nam s dng các công c

ca th trư ng tài chính (trái phiu và tín phiu...) tài tr thâm ht ngân

sách thay cho bin pháp in tin trư c ây. Tính n ht năm 2003 dư n trong

nư c ca chính ph là 13,7% GDP và năm 2004 là 15,4% [40]. Trong ó n

dư i dng trái phiu và tín phiu kho bc chim t trng cao nht (7% và

7,1% GDP cho năm 2003 và 2004). N nư c ngoài tính n 31/12/2004

chim 27,4% GDP. Theo chun mc quc t thì t l ó vn mc an toàn

(mc an toàn theo chun quc t là thp hơ n 50% GDP). Do ó v i s tn ti

ca công c n (trái phiu và tín phiu) mà chính ph s dng tài tr chongân sách nhà nư c thì chúng ta cũng có th s dng bin lãi sut trái phiu

124

1994 thì t l lãi sut tín phiu s dng trong ư c lư ng là không phù h p

nhưng nó s là bin chi phí cơ hi gii thích tt hành vi nm gi tin cho c

M1 và M2 khi xét th i kỳ t năm 2000.

Th ba, h tr cho vic la chn xem bin nào trong hai bin lãi sut

và bin lm phát kỳ vng i din tt hơ n cho bin chi phí trong hàm cu tin-

cho khi lưng tin M1 kim nh lng nhau (kim nh non nest) ưc thc



cho khi lư ng tin M1, kim nh lng nhau (kim nh non-nest) ư c thc

hin theo hai mô hình sau:

Mô hình 1: lnm1r = f (lip, aninfe)

Mô hình 2: lnm1r = f (lip, r)

Trong ó lnm1r và lip là giá tr logarit cơ s t nhiên ca khi lư ng

tin M1 thc t và ch s sn xut công nghip, aninfe là t l lm phát kỳ

vng và r là t l lãi sut. Bin aninfe ư c ly bng t l lm phát bình quânnăm tr mt th i kỳ.

la chn bin chi phí cơ hi ca vic nm gi tin (aninfe hay r )

chúng ta s kim nh mô hình 1 lng mô hình 2. Trư c ht hi quy gi ư c

ư c lư ng theo phươ ng trình sau:

lnm1r = α 1+α 2 lip + α 3aninfe +α 4Mô hình 2

ln 1m r + ε (3.1)

Sau ó s dng thng kê t kim nh gi thuyt H0: α 4 = 0. Kt qu

kim nh non-nest cho khi lư ng tin M1 ư c trình bày tóm tt trong bng

3.5, v i mc ý ngh ĩ a thng kê 5% c hai kim nh J-test và N-test u không

bác b mô hình 1 lng mô hình 2, iu này có ngh ĩ a là bin lm phát s ư c

la chn i din cho bin chi phí cơ hi trong vic ư c lư ng hàm cu tin

125

B ng 3.5. K t qu ki m nh l ng nhau cho lnm1r ch n aninfe

Model 1 vs. model 2 Model 2 vs. model 1

J test -0,79490 [0,42792] 3,53080 [0,00055]

Cox-Pesaran test (N test) 0,74320 [0,22868] -5,14168 [0,00000]

Giá tr ư c ghi trong ngoc vuông là giá tr xác sut thng kê

Ngun: k t qu tác gi ư c lư ng ư c



g q g g

Kt qu trên t kim nh lng nhau là hoàn toàn phù h p v i thc tin

Vit Nam. Như phn phân tích thc trng v th trư ng tài chính và CSTT caNHNN chúng ta ã thy, th trư ng tài chính ã hình thành nhưng vn giai

on sơ khai, nhng th thay th tin hin chưa nhiu, ng th i NHNN hin

ti vn có nhng qun lý cng v lãi sut. i v i lãi sut VND ã ư c t do

hóa t tháng 6 năm 2002 nhưng lãi sut huy ng tin gi ngoi t ca các

pháp nhân thì vn có s quy nh cng ca NHNN. Như vy, nu như xem

xét bin chi phí cơ hi là lãi sut thì ch nên xét t tháng 6/2002 n nay. Nên

lãi sut không ư c s dng trong nghiên cu này mà lm phát ư c dùng

phn ánh chi phí cơ hi ca vic nm gi tin. Nu lm phát kỳ vng tăng thì

thu nhp kỳ vng t vic nm gi các tài sn thc tăng và vì th ngư i dân s

nm gi ít tin hơ n trong danh mc cơ cu tài sn ca h, cu tin gim.

Ngoài bin lm phát kỳ vng la chn làm chi phí cơ hi ca vic nm

gi tin thì trong nn kinh t có hin tư ng ôla hóa cao như Vit Nam nơ i

mà mi ngư i s dng ôla M gn như ng ni t thì cũng cn phi xem

xét s bin ng ca t giá nh hư ng n nhu cu nm gi tin.

Như vy, trong nghiên cu này lm phát kỳ vng và t giá là hai bin

126

thu tín phiu kho bc nhà nư c (tpkb) mà còn cp t i nh hư ng ca s

bin ng t giá ngoi t t i cu M2 (do nn kinh t có hin tư ng ôla hóa

cao). nh hư ng d kin ca s thay i lãi sut tín phiu kho bc t i M2 là

ngư c chiu còn i v i s bin ng ca t giá là cùng chiu.

3.2.3. Mô hình cu tin M1 giai on 1994- 2006:

Ph à t t à i l l i hà ti M1 h Vit



Phn này s tp trung vào vic ư c lư ng li hàm cu tin M1 cho Vit

Nam. Qua ó ưa ra mt hàm cu tin M1 phù h p hơ n v i lý thuyt và có

kh năng gii thích thc tin tt hơ n tt c các ư c lư ng cu tin M1 ã ư cthc hin cho Vit Nam trư c ó.

3.2.3.1. D ng hàm:

Da trên cơ s lý thuyt cu tin u cơ , hàm cu tin thc t trong dài

hn phn ánh mi quan h thun chiu v i bin quy mô và có quan h ngư cchiu v i các bin chi phí cơ hi ca vic nm gi tin. Hàm cu tin có dng:

( )ln m1r F lip,aninfe,ger = (3.2)

Trong ó: m1r là khi lư ng tin M1 thc t (ư c iu chnh theo ch

s giá ly năm 1994 làm gc); lip là tc thay i ca ch s sn xut côngnghip theo tháng (năm 1994 =100); aninfe là t l lm phát kỳ vng ư c

tính bng t l lm phát bình quân năm th i kỳ t-1 và ger là t l mt giá ca

ng ni t

3.2.3.2. Ư c l ư ng hàm cu ti n M1

* Kim nh Unit Root :

127

ta thy tt c các chui s liu dng logarit sai phân bc nht u dng (kt

qu kim nh chi tit xem Ph lc 1).

B ng 3.6. K t qu ki m nh Unit Root- ADF cho các chu i s li u

trong hàm cu ti n M1

Bin Giá tr ADF( tr)Giá tr t i hn

(mc ý ngh ĩ a 1%)



lnm1r ADF(4)= -0,199522 -3,4746

∆lnm1r ADF(0)= -11,83560 -3,4738

lip ADF(4)= -0,118433 -3,4773∆lip ADF(0)= -24,79867 -3,4738

aninfe ADF(4)= -2,960859 -3,4776

∆aninfe ADF(0)= -7,265192 -3,4741

ger ADF(4)= -6,793795 -3,4776

∆ger ADF(0)= -16,38776 -3,4741

Ngun: tác gi t tính

* Kim nh ng tích h p

Do các bin s s dng trong ư c lư ng dng logarit u không

dng, nên phi kim nh kh năng xy ra các véc tơ ng tích h p gia các

dãy s th i gian bng phươ ng pháp ca Johansen và Juselius (1990). ây là

k thut kim nh ng tích h p ư c s dng ph bin nht trong vic áp

dng nguyên tc h p lý cc i nhm xác nh s tn ti các véc tơ ng tích

h p gia các dãy s th i gian không dng. Phươ ng pháp này s cho bit ư c

s lư ng các véc tơ ng tích h p và cho phép các nhà nghiên cu có th kim nh nhiu gi thuyt khác nhau liên quan t i các phn t ca véc tơ .

Nu kim nh cho bit có ít nht mt véc tơ ng tích hp thì khi ó gia các

128

B ng 3.7. K t qu ki m nh ng tích h p cho hàm cu ti n M1

Giá tr ti hnGi thuyt H0

Giá tr riêng ca matrn (Eigenvalue)

Giá tr thng kê vtca ma trn

(Trace Statistic) 5% 1%

r =0 ** 0,202514 56,21741 47,21 54,46r <= 1 0,105504 22,72642 29,68 35,65r <= 2 0,041071 6,225099 15,41 20,04r <= 3 0,000124 0,018304 3,76 6,65



Thng kê giá tr riêngcc i ca ma trn

5% 1%



trn (Eigenvalue) (Max-Eigen Statistic)

5% 1%

r =0 ** 0,202514 33,49100 27,07 32,24r <= 1 0,105504 16,50132 20,97 25,52

r <= 2 0,041071 6,206795 14,07 18,63r <= 3 0,000124 0,018304 3,76 6,65

Phương trình ng tích hp 1: Giá tr Log likelihood 1103,964

Các h s ng tích hp ưc chun hóa (giá tr sai s tiêu chun trong ngoc tròn)lnm1r lip aninfe ger

1.000000 -1,115173 0,037764 0,038128(0,05043) (0,64170) (0,60512)

Các h s iu ch nh (alpha):

∆lnm1r -0,008766 -0,002331 0,001128 0,000254

∆lip 0,009892 0,008085 -0,014678 0,000904∆aninfe 0,000591 -0,001996 -0,000477 -1, 06e-05

∆ger -0,028527 0,005923 -0,011870 -0,000380

*(**) bác b gi thuyt H0 mc ý ngh ĩ a 5% (1%)

Ngun: k t qu ư c lư ng ư c t ki m nh ng tích h p 1

Kt qu trong bng 3.7 cho thy c hai kim nh mà Johansen và

Juselius ưa ra (1990) là kim nh vt ca ma trn (trace) và kim nh giátr riêng cc i ca ma trn (maximal eigenvalue) u bác b gi thuyt

không tn ti véc tơ ng tích h p và khng nh là có ít nht mt véc tơ ng

tích h p. Như vy, tn ti mi quan h dài hn gia các bin ư c la chn

ca mô hình cu tin dài hn.

Da trên kt qu ư c lư ng ng tích h p chúng ta có hàm cu tin sau

trong ó giá tr ghi trong ngoc tròn là sai s chun và giá tr ghi trong ngoc

129

Hàm s (3.3) cho thy trong dài hn các bin s nh hư ng t i nhu cu

nm gi tin M1 v i các bin s ư c chn u có du ca các h s ư c

lư ng ư c là hoàn toàn phù h p v i lý thuyt. S thay i ca sn lư ng có

nh hư ng thun v i nhu cu tin. T l lm phát kỳ vng và t giá có nh

hư ng ngư c n nhu cu nm gi tin ca công chúng.

13



7

8

9

10

11

12

1996 1998 2000 2002 2004 2006

MHATLAG_6 LNM1R

Hình 3.1: Giá tr hi quy c a hàm cu ti n dài h n M1 ư c l ư ng

ư c và giá tr th c t

-2

-1

0

1

2

3

1996 1998 2000 2002 2004 2006

Cointegrating relation 1

130

1,115, ngh ĩ a là c 1% tăng ca thu nhp làm cho cu tin thay i l n hơ n

1%. H s ó cho thy mt thc trng ca nn kinh t Vit Nam th i gian qua

cũng ging như nhiu nư c trong quá trình tin t hóa nn kinh t, th

trư ng tài chính vn còn gian on phát trin thp, ngư i dân không có

nhiu th tài sn ư c gi là tin thc hin chc năng giao dch.

Quá trình tin t hóa Vit Nam có th ư c chng minh bng thc t



v tc chu chuyn ca tin M1 và M2 (tc chu chuyn ca tin ư c

tính bng thu nhp chia cho tng khi lư ng tin) u có xu hư ng gimtrong sut th i gian nghiên cu (xem hình 3.3). Tc chu chuyn ca tin

gim do quá trình tin t hóa din ra nhanh làm cho tc tăng trư ng ca

tin vư t quá tc tăng ca sn lư ng. Xu hư ng ó s o ngư c trong th i

gian t i khi mà th trư ng tài chính phát trin mc cao và nhng tin b ca

th trư ng tài chính s cho phép ngư i dân có th có nhiu th ư c s dngthay th tin và do ó h s gim khi lư ng tin nm gi.

H s nh hư ng ca t l lm phát kỳ vng n cu tin là -0,0377 cho

bit nu ngư i dân kỳ vng rng lm phát s tăng 1% thì nhu cu tin ni t

s gim i 0,0377%. T l ó tươ ng i thp, khi lm phát kỳ vng tăng

ngư i dân ch chuyn mt phn không áng k tin M1 trong tng tài sn ca

h sang nm gi tài sn thc khác như t ai, nhà ca,... Nhân t nh hư ng

t i nhu cu nm gi M1 Vit Nam có nh hư ng rt nh b i s bin ng

ca lm phát.

H s nh hư ng ca t giá trong hàm cu tin cho thy khi ng ni t mt giá 1% ngư i dân s gim nhu cu nm gi tin 0,038%. iu này là

131

0.50

1.00

1.50

2.00

2.50

3.00

3.50



0.00

1 9 9

1 :

1 4 3 2

1 9 9

4 :

1 4 3 2

1 9 9

7 :

1 4 3 2

2 0 0

0 :

1 4 3 2

2

0 0 3 4 3 2

2

0 0 6 4

Velo cit y_ M1 Velo city _M2

Hình 3.3. T c chu chuy n c a ti n trong th i gian 1994-2006

Ngoài nhng h s ca các bin v phi ca hàm cu tin dài hn

(3.3) nêu trên chúng ta không th không nói t i mt thành phn ca nó là h

s chn ca hàm cu tin. H s chn có giá tr dươ ng hàm ý cu tin Vit

Nam ngoài nhng nhân t nêu trên còn có nhng yu t khác nh hư ng

dươ ng t i nhu cu nm gi tin. H s ó mt phn ư c lý gii bng quá

trình tin t hóa nn kinh t din ra mnh m sau khi chính ph thc hin

chươ ng trình ci cách kinh t, chuyn t nn kinh t k hoch hóa sang nn

kinh t th trư ng nh hư ng xã hi ch ngh ĩ a.

* Phân tích h s iu chnh lnm1r ca ma trn αααα:

Các h s ca ma trn α o lư ng tc iu chnh ngn hn v dài

hn ca các bin trong h phươ ng trình ca các bin ni sinh ca mô hình





134

Do các s liu gc không iu chnh theo mùa nên trong phn ư c

lư ng cu tin ngn hn chúng ta ưa thêm các bin gi mùa v (SD) xem

xét nh hư ng mùa v n cu tin.

Vì các bin dư i dng logarit là I(1), và sai phân bc nht ca chúng là

I(0) (xem thêm ph lc 6) nên chúng ta s ưa vào phươ ng trình ư c lư ng

các bin ó dư i dng sai phân bc nht. Mô hình có th ư c vit tng quát



dư i dng ca hai phươ ng trình (3.4) và (3.5) sau ây:

∆lnm1r t = α 1 + α 2∆lnm1r t-1 + α 3∆lnm1r t-2 + α 4∆lnm1r t-3 + α 5∆lnm1r t-4 +α 6 ∆lnm1r t-5 +α 7 ∆lipt-1+ α 8∆lipt-2+ α 9∆lipt-3+ α 10∆lipt-4

+α 11∆lipt-5 +α 12∆aninfet-1+ α 13∆aninfet-2+ α 14∆aninfet-3

+α 15∆aninfet-4 +α 16 ∆aninfet-5 +α 17 ∆ger t-1+ α 18∆ger t-2+ α 19∆ger t-3+α 20 ∆ger t-4 +α 21∆ger t-5 +α 22 D1998 + α 23 D2000 + α 24 EC +θ jSD j

+ e1t (3.4)

∆ger t = β 1 + β 2∆lnm1r t-1 + β 3∆lnm1r t-2 + β 4∆lnm1r t-3 + β 5∆lnm1r t-4 + β 6 ∆lnm1r t-5 + β 7 ∆lipt-1+ β 8∆lipt-2+ β 9∆lipt-3+ β 10∆lipt-4

+ β 11∆lipt-5 + β 12∆aninfet-1+ β 13 ∆aninfet-2+ β 14∆aninfet-3

+ β 15∆aninfet-4 + β 16 ∆aninfet-5 + β 17 ∆ger t-1+ β 18∆ger t-2+ β 19∆ger t-3+ β 20∆ger t-4 + β 21∆ger t-5 + β 22 D1998 + β 23 D2000 + β 24 EC +ψ jSD j

+e2t (3.5)

Do tt c các bin trong mô hình trên u dng nên chúng ư c ư c

lư ng bng OLS. Kt qu ư c lư ng ư c trình bày bng 3.9 (xem chi tit

Ph lc 5). Bng cho bit kt qu t vic ư c lư ng h hai phươ ng trình bng

phươ ng pháp OLS.

Kt qu ư c lư ng ư c cho thy a phn các bin s trong phươ ng

trình cu tin ngn hn (3.4), u có ý ngh ĩ a thng kê. Tuy nhiên, bin lmphát li không có ý ngh ĩ a iu này có th cho ta thy thy trong ngn hn bin

135

B ng 3.9. K t qu ư c l ư ng mô hình cu ti n M1 ng n h n

Bin s H s Sai s chun Thng kê t Giá tr xác sut

C_ 0,042441 0,010298 4,121385 0,0001***

∆lnm1r_1 -0,162898 0,089800 -1,814005 0,0710**∆lnm1r_2 -0,059883 0,089174 -0,671529 0,5026

∆lnm1r_3 0,113916 0,090250 1,262216 0,2082

∆lnm1r_4 0,152522 0,090890 1,678084 0,0947*

∆lnm1r_5 0,021436 0,087802 0,244135 0,8073

∆lip_1 -0,022962 0,028425 -0,807811 0,4200

∆lip_2 -0,058700 0,035553 -1,651059 0,1001

***



∆lip_3 -0,123848 0,038519 -3,215252 0,0015***

∆lip_4 -0,099405 0,035751 -2,780481 0,0059***

∆lip_5 -0,059372 0,025019 -2,373099 0,0185**

∆aninfe_1 0,254860 0,339943 0,749714 0,4542

∆aninfe_2 -0,103951 0,366248 -0,283828 0,7768

∆aninfe_3 -0,089448 0,373796 -0,239295 0,8111

∆aninfe_4 0,053197 0,385323 0,138057 0,8903

∆aninfe_5 -0,401145 0,360192 -1,113697 0,2666

∆ger_1 0,134602 0,057585 2,337423 0,0203**

∆ger_2 0,116251 0,049123 2,366516 0,0188**

∆ger_3 0,093613 0,041046 2,280665 0,0235**

∆ger_4 0,072181 0,032534 2,218652 0,0275**

∆ger_5 0,016279 0,025401 0,640873 0,5222EC -0,038263 0,018532 -2,064653 0,0401**

D1998 0,015650 0,007404 2,113648 0,0356**D2000 -0,010281 0,006739 -1,525681 0,1285SD1 -0,016724 0,012621 -1,325088 0,1865SD2 -0,086467 0,012878 -6,714489 0,0000***SD3 -0,042306 0,014868 -2,845470 0,0048***SD4 -0,041042 0,014930 -2,748862 0,0065***SD5 -0,048878 0,014387 -3,397468 0,0008***SD6 -0,035201 0,014828 -2,373901 0,0184**SD7 -0,031747 0,015318 -2,072449 0,0393**SD8 -0,024176 0,013442 -1,798469 0,0734*SD9 -0,031793 0,012362 -2,571865 0,0108**SD10 -0,016135 0,012205 -1,322004 0,1875SD11 -0,019430 0,012416 -1,564922 0,1190

R-squared 0,561930 Mean dependent var 0,012369Adjusted R-squared 0,431278 S.D. dependent var 0,037161S.E. of regression 0,028025 Sum squared resid 0,089533

Durbin-Watson stat 1,980233

*;** và *** t ươ ng ng v i m c ý nghĩ a th ng kê 10%, 5% và 1%

Ngun: K t qu ư c lư ng ư c t mô hình

136

lên giá mi ngư i cho rng nó có th gim trong th i gian t i nên h bán ôla

và nhu cu M1 tăng.

H s ư c lư ng ư c ca EC trong hàm cu tin ngn hn có du âm

và có ý ngh ĩ a thng kê mc 5%. Du âm ó cho bit hai ý ngh ĩ a: th nht,

các tác nhân kinh t th i kỳ này có iu chnh khi lư ng tin nm gi theo

mt t l v i s bt cân bng ca th i kỳ trư c. S suy gim trong khi lư ng

i i d h hi kỳ là ă h i i hi kỳ



tin nm gi dư tha th i kỳ trư c s làm tăng nhu cu nm gi tin th i kỳ

này. Như vy s bt cân bng gia khi lư ng tin thc s nm gi và khilư ng tin có nhu cu luôn ư c iu chnh theo th i gian; th hai, h s ca

EC m bo rng có tn ti quan h ng tích h p như ã tìm ra phn trư c

theo gi thuyt ca Granger năm 1987.

Trong hai bin gi ư c chn ưa vào hàm cu tin ngn hn thì

bin D1998 là có ý ngh ĩ a thng kê mc 5% còn bin gi D2000 thì không

có ý ngh ĩ a. Tuy nhiên, du ư c lư ng ư c ca bin gi D2000 li có ý ngh ĩ a

gii thích thc tin là năm 2000 khi nn kinh t Vit Nam có th trư ng chng

khoán hot ng, nn kinh t có thêm nhiu loi tài sn tài chính m i như c

phiu, chng ch qu,... ng th i trái phiu khi có hot ng ca th trư ng

chng khoán chúng có tính thanh khon cao hơ n thì cu tin M1 cũng b nh

hư ng gim i. Cơ cu tài sn ca ngư i dân khi có s tn ti ca th trư ng

chng khoán có s thay i theo hư ng gim t trng ca tin và tăng t

trng ca các tài sn tài chính không phi là tin.

Các bin gi mùa t SD2 n SD9 trong bng kt qu ư c lư ng cutin (3.9) u có ý ngh ĩ a thng kê iu này hàm ý cu tin trong ngn hn

137

* Kim nh tính n nh ca hàm cu tin và các h s ư c lư ng

ư c trong hàm cu tin M1 ngn hn

kim nh tính n nh ca hàm cu tin ư c lư ng ư c, lun án s

dng kim nh CUSUM và CUSUM-Squares. Kt qu kim nh CUSUM

trong hình 3.4 cho thy tng tích lũy phn dư quy (cumulative sum of the

recurcive residuals) nm trong di cng tr ý ngh ĩ a thng kê 5%. iu ó cho

th hà ti l hì h là h t thi kỳ hiê



thy, hàm cu tin ư c lư ng ư c nhìn chung là n nh trong th i kỳ nghiên

cu 1994-2006. Tuy nhiên kim nh CUSUM-Squares cho thy hàm cu tinM1 nói chung là n nh v i múc ý ngh ĩ a thng kê 5% nhưng vào năm 2004

có s bin ng nhưng không áng k i v i hàm cu tin.

-0.2

0.0

0.2

0.4

0.6

0.8

1.0

1.2

2000 2001 2002 2003 2004 2005 2006

-30

-20

-10

0

10

20

30

2000 2001 2002 2003 2004 2005 2006

CUSUM 5% Significance

138

ng th i lun án cũng kim nh tính n nh ca các h s ư c lư ng

ư c ca hàm cu tin ngn hn và kt qu cũng cho thy trong sut th i kỳ

nghiên cu các h s ư c lư ng ư c ca hàm cu tin ngn hn u n nh

(xem hình 3.5)

-.02

.00

.02

.04

.06

.08

-.5

-.4

-.3

-.2

-.1

.0

.1

.2

-.3

-.2

-.1

.0

.1

.2

.3

.4

.5

-.2

.0

.2

.4

.6

-.2

.0

.2

.4

.6

.8

-.4

-.3

-.2

-.1

.0

.1

.2

.3

.4



Hình 3.5. K t qu ki m nh tính n nh c a các h s trong

hàm cu ti n ng n h n M1

-.04

2001 2002 2003 2004 2005 2006

RecursiveC(1) Estimates ±2S.E.

-.6

2001 2002 2003 2004 2005 2006

Rec urs i veC(2)Es timates ±2S.E.

-.4

2001 2002 2003 2004 2005 2006

RecursiveC(3) Estimates ±2 S.E.

-.4

2001 2002 2003 2004 2005 2006

Recursi v eC(4)Es t imates ±2S.E.

-.4

2001 2002 2003 2004 2005 2006


-.5

2001 2002 2003 2004 2005 2006

Recursi v eC(6)Es t imates ±2S.E.

-.20

-.15

-.10

-.05

.00

.05

.10

2001 2002 2003 2004 2005 2006


-.4

-.3

-.2

-.1

.0

.1

2001 2002 2003 2004 2005 2006

Rec urs i veC(8)Es timates ±2S.E.

-.4

-.3

-.2

-.1

.0

.1

.2

2001 2002 2003 2004 2005 2006


-.3

-.2

-.1

.0

.1

.2

.3

2001 2002 2003 2004 2005 2006

Rec urs i veC(10)Est imates ±2S.E.

-.2

-.1

.0

.1

.2

.3

2001 2002 2003 2004 2005 2006


-1.5

-1.0

-0.5

0.0

0.5

1.0

2001 2002 2003 2004 2005 2006


-1.0

-0.5

0.0

0.5

1.0

1.5

2001 2002 2003 2004 2005 2006


-.3

-.2

-.1

.0

.1

.2

.3

2001 2002 2003 2004 2005 2006

Recursi v eC(14)Es timates ±2S.E.

-1.5

-1.0

-0.5

0.0

0.5

1.0

2001 2002 2003 2004 2005 2006


-1.5

-1.0

-0.5

0.0

0.5

1.0

2001 2002 2003 2004 2005 2006


-.05

.00

.05

.10

.15

.20

.25

.30

2001 2002 2003 2004 2005 2006


-.04

.00

.04

.08

.12

.16

.20

.24

2001 2002 2003 2004 2005 2006


-.10

-.05

.00

.05

.10

.15

.20

2001 2002 2003 2004 2005 2006


-.04

.00

.04

.08

.12

.16

2001 2002 2003 2004 2005 2006


-.06

-.04

-.02

.00

.02

.04

.06

.08

.10

2001 2002 2003 2004 2005 2006


-.10

-.08

-.06

-.04

-.02

.00

.02

.04

2001 2002 2003 2004 2005 2006


-.01

.00

.01

.02

.03

.04

2001 2002 2003 2004 2005 2006


-.06

-.04

-.02

.00

.02

.04

2001 2002 2003 2004 2005 2006


-.10

-.08

-.06

-.04

-.02

.00

.02

2001 2002 2003 2004 2005 2006


-.12

-.10

-.08

-.06

-.04

-.02

.00

2001 2002 2003 2004 2005 2006


-.10

-.08

-.06

-.04

-.02

.00

.02

2001 2002 2003 2004 2005 2006


-.10

-.08

-.06

-.04

-.02

.00

.02

.04

2001 2002 2003 2004 2005 2006


-.10

-.08

-.06

-.04

-.02

.00

.02

.04

.06

2001 2002 2003 2004 2005 2006


-.12

-.08

-.04

.00

.04

.08

2001 2002 2003 2004 2005 2006


-.08

-.04

.00

.04

.08

2001 2002 2003 2004 2005 2006


-.08

-.06

-.04

-.02

.00

.02

.04

2001 2002 2003 2004 2005 2006


-.08

-.06

-.04

-.02

.00

.02

.04

2001 2002 2003 2004 2005 2006


-.06

-.04

-.02

.00

.02

.04

.06

2001 2002 2003 2004 2005 2006


-.06

-.04

-.02

.00

.02

.04

.06

.08

2001 2002 2003 2004 2005 2006


139

nn kinh t Vit Nam ư c biu din như phươ ng trình (3.3). Hàm cu tin

ư c lư ng ư c ó hoàn toàn phù h p v i lý thuyt và thc tin.

- Cu tin ph thuc dươ ng v i thu nhp và ph thuc âm v i chi phí

cơ hi ca vic nm gi tin.

- H s co giãn ca cu tin v i thu nhp là l n hơ n 1 cho thy thc

trng ca mt nn kinh t trong quá trình tin t hóa. Mc gia tăng ca cu



tin luôn l n hơ n mc gia tăng ca thu nhp do có rt nhiu th trư c kia

(trư c th i kỳ nghiên cu ca lun án) chưa ư c hch toán, trao i bngtin thì nay ư c mi ngư i quan tâm nhiu hơ n và trao i nhiu hơ n như

t ai, nhà ca,...

- H s co giãn ca cu tin i v i ger âm phn nh úng thc t ca

nn kinh t có hin tư ng ô la hóa. C 1% tăng ca ger thì mi ngư i s thay

th tin M1 bng ngoi t. Do ó, nu t giá có s bin ng l n thì cu tin

M1 s có s thay i và iu này có th gây khó khăn cho vic iu tit cung

ng tin.

- H s ca aninfe cũng âm mc 0,0377 cho thy nu ngư i dân kỳ

vng lm phát tăng thì h s thay th M1 bng các tài sn thc khác trong nnkinh t (vàng, bt ng sn) trong cơ cu u tư ca h.

Mô hình cu tin ngn hn có dng ECM là có th gii thích ư c hành

vi nm gi tin ca công chúng mc 56,2%. Các nhân t nh hư ng chính

và có ý ngh ĩ a t i nhu cu nm gi tin ca công chúng trong ngn hn không

phi là lm phát mà ó là s thay i ca thu nhp, t giá và tính mùa v.

à i h à h l là h

140

chính vn còn giai on phát trin thp nên chưa có hoc chưa có nhiu các

công c tài chính thay th tin Vit Nam hin nay. Tuy nhiên, khi th trư ng

tài chính phát trin mt mc cao hơ n thì quan h phi tuyn trong cu tin

có th din ra nên trong th i gian t i cn phi có s quan tâm liên tc t i cu

tin trong hoch nh CSTT.

Kt lun chung i v i phn ư c lư ng hàm cu tin M1 cho giai on

1994-2006 là hàm cu tin ưc lưng ưc theo phương trình (3 3) là hoàn



1994 2006 là hàm cu tin ư c lư ng ư c theo phươ ng trình (3.3) là hoàn

toàn phù h p v i lý thuyt và có kh năng gii thích thc tin. Cu tin ngnhn M1 là tươ ng i n nh nên có th s dng trong phân tích và d báo cu

tin. Tuy nhiên, NHNN Vit Nam khi ưa ra mc tiêu CSTT thư ng là hư ng

t i iu tit M2 nên phn tip sau ca lun án s ư c lư ng hàm cu tin M2

Vit Nam t ó có th d báo cu tin và ưa ra khuyn ngh i v i

NHNN liên quan t i vic iu tit cung ng tin t tăng thêm hàng năm.

3.2.4. Mô hình cu tin M2 giai on 2000- 2006

3.2.4.1. D ng hàm

Hàm cu tin M2 cũng ư c xây dng da trên cơ s lý thuyt cơ cu

u cơ . Hàm cu tin M2 có dng như sau:

( )ln 2 , ,m r F lip tpkb ger = (3.6)

Trong ó: m2r là khi lư ng tin M2 thc t (ư c iu chnh theo ch

s giá ly năm 1994 làm gc); lip là tc thay i ca ch s sn xut công

nghip theo tháng (năm 1994 =100); tpkb là t l lãi sut tín phiu kho bctrúng thu bình quân năm và ger là t l mt giá ca ng ni t.

141

kim nh tính dng ca dãy s liu trong hàm cu tin M2 cho giai

on 2000-2006, tác gi s dng kim nh ADF. V i các s liu thu thp

ư c ư c lư ng cu tin Vit Nam ta có kt qu kim nh ADF như

bng 3.10. Bng 3.10 cho ta thy ch duy nht chui ger trong hàm (3.6) là

dng còn các chui s liu khác như lnm2r, lip, tpkb dng dư i dng sai phân

bc nht .




B ng 3.10. K t qu ki m nh Unit Root ADF cho các chu i s li u

trong hàm cu ti n M2Bin Giá tr ADF( tr) Giá tr t i hn

(mc ý ngh ĩ a 1%)

lnm2r ADF(4) = -0.853868 -3,5142

lip ADF(4) = -0.419838 -3,5142

tpkb ADF(4) = -1.661018 -3,5142

ger ADF(0) = -8.125426 -3,5101 tpkb ADF(0) = -5.899220 -3,5111

lip ADF(0) = -18.67514 -3,5111

lnm2r ADF(0) = -9.709677 -3,5111

Ngun: tác gi t tính

* Kim nh ng tích h p

Tươ ng t như trong phn ư c lư ng hàm cu tin M1, kim nh ng

tích h p ư c thc hin bng phươ ng pháp ca Johansen và Juselius (1990).

Kt qu kim nh (bng 3.11) cho thy tn ti ít nht mt quan h ng tích

h p gia các bin s ư c la chn trong hàm cu tin M2 (xem chi tit

ph lc 8). Như vy, tn ti mi quan h dài hn gia các bin ư c la chn

142

ln 2 10,545 + 1,609 - 0,084 + 0,089

(0.08932) (0,05894) (0,01731)

[-18,0161] [ 1,43542] [ -5,15458]

m r lip tpkb ger =

(3.7)

B ng 3.11. K t qu ki m nh ng tích h p cho hàm cu ti n M2



Giá tr thng kê v t cama trn

(Trace Statistic) 5% 1%

r =0 ** 0,395273 62,10841 47,21 54,46r <= 1 0 238242 24 38503 29 68 35 65



r <= 1 0,238242 24,38503 29,68 35,65r <= 2 0,050538 3,975556 15,41 20,04

r <= 3 0,001147 0,086055 3,76 6,65Giá tr ti hnGi thuyt H0


Thng kê giá tr riêngcc i ca ma trn(Max-Eigen Statistic) 5% 1%

r =0 ** 0,395273 37,72338 27,07 32,24r <= 1 0,238242 20,40947 20,97 25,52r <= 2 0,050538 3,889501 14,07 18,63r <= 3 0,001147 0,086055 3,76 6,65

Phương trình ng tích hp 1: Giá tr Log likelihood 142,2957Các h s ng tích hp ưc chun hóa (giá tr sai s tiêu chun trong ngoc tròn)

lnm2r lip tpkb ger 1.000000 -1,609169 0,084597 -0,089202

(0,08932) (0,05894) (0,01731)Các h s iu ch nh (alpha):

∆lnm2r -0,003083 0,002025 -0,000340 -0,000310

∆lip -0,033478 -0,049266 0,004120 -0,001329

∆tpkb -0,012310 0,029761 0,033246 -0,000473

∆ger -1,546493 0,646463 0,074543 0,052990

*(**) bác b gi thuyt H0 mc ý ngh ĩ a 5% (1%)

Ngun: k t qu ư c lư ng ư c t ki m nh ng tích h p 1

Hàm cu tin dài hn cho M2 ư c lư ng ư c như hàm 3.7 cho thy

trong dài hn các nhân t nh hư ng t i nhu cu nm gi tin M2 Vit Nam

là thu nhp (lip), lãi sut (tpkb) và t giá (ger). Các h s ư c lư ng ư c u

có du phù h p v i lý thuyt. H s ư c lư ng ư c ca lip và ger có ý ngh ĩ athng kê mc 1% còn tpkb là khong 10%.

143

10.5

11.0

11.5

12.0

12.5

13.0

13.5

14.0

2000 2001 2002 2003 2004 2005 2006

M2HATLAG 8 LNM2R



M2HATLAG_8 LNM2R

Hình 3.6. Giá tr hi quy c a hàm cu ti n dài h n

M2 ư c l ư ng ư c và giá tr th c t

-2.0

-1.5

-1.0

-0.5

0.0

0.5

1.0

1.5

2000 2001 2002 2003 2004 2005 2006

Cointegrating relation 1

Hình 3.7. Véc tơ ng tích h p 1 cho M2

* Phân tích các h s ca hàm cu tin M2 dài hn (3.7):

Trong hàm cu tin M2 ư c lư ng ư c chúng ta thy h s nhy cmca cu tin i v i thu nhp là 1,609. H s ó cho thy khi thu nhp thc t

144

hoàn toàn úng v i thc tin là tc chu chuyn ca M2 luôn thp hơ n M1

(xem hình 3.3).

H s nhy cm ca cu tin M2 v i thu nhp ư c lư ng ư c cho nn

kinh t vit Nam cũng ging như các nghiên cu thc nghim khác v cu

tin nhng nư c ang phát trin khác trên th gi i (xem ph lc 13) như

Trung Quc (1,58), Cameroon (1,49), Iran (1,39), Argentina (3,45). i v i

nhng nư c trong quá trình tin t hóa và h thng tài chính ang trong th i



kỳ ci cách thì h s co giãn ca cu tin i v i thu nhp thư ng xp x 1,5.

Do ó, trong hoch nh cung ng tin t tăng thêm ca nhng nư c ó cũng

như Vit Nam cn phi quan tâm t i nh hư ng ca thu nhp t i cu tin

không phi theo t l 1:1 như phươ ng trình s lư ng tin mà NHTW thư ng

s dng d báo.

H s nhy cm ca cu tin M2 i v i lãi sut tín phiu kho bc như

ã phân tích thì có du là hoàn toàn phù h p v i lý thuyt tuy nhiên h s ó

là tươ ng i thp ch có -0,084 ngh ĩ a là khi lãi sut tăng 1% thì cu tin gim

rt ít 0,084%. Vy, cu tin Vit Nam là ít co giãn v i lãi sut.

Khi cu tin ít co giãn v i lãi sut thì theo mô hình IS- LM, ư ng LM

là rt dc trong h trc lãi sut, thu nhp. iu ó cũng cho thy nư c ta thì

CSTT có kh năng iu tit sn lư ng nhiu hơ n là CSTK. Kt qu này mt

ln na li khng nh s cn thit phi nghiên cu cu tin làm cơ s cho

hoch nh và thc thi CSTT hiu qu. CSTT càng hiu qu thì kh năng t

ư c các mc tiêu kinh t v ĩ mô khác như tăng trư ng kinh t s d dàng tư c hơ n trong bi cnh kinh t hin nay.

145

ca t giá không gây nh hư ng nhiu lm t i tng khi lư ng M2, ch có

0,089%.

* Kim nh tính ngoi sinh yu ca các bin trong hàm cu tin

M2:

Kt qu kim nh ngoi sinh yu trong mô hình (xem chi tit ph lc

9) và ư c trình bày tóm tt bng 3.12. Kt qu kim nh ó cho bit ch

duy nht tpkb là ngoi sinh yu còn còn tt c các bin còn li trong hàm 3.7



y pk g y g

u không phi là ngoi sinh.

B ng 3.12. K t qu ki m nh ngoi sinh y u cho hàm cu ti n M2

Các bin Giá tr χ2(bc t do)[giá tr xác sut]

∆lnm2r χ2(1)=4,897612[0,026894]**

∆lip χ2

(1)=3,219330 [0,072773]*∆tpkb χ2(1)=0,360234[0,548376]

∆ger χ2(1)=12,04106[0,000520]***

∆lip, ∆tpkb, ∆lnm2r χ2(3)=10,43889[0,015181]**

∆lip, ∆tpkb, ∆ger χ2(3)=28,72744[0,000003]***

***, **, * Mc ý ngh ĩ a thng kê 1%, 5% và 10% Ngun: Tác gi ư c lư ng ư c t mô hình

* Ư c lư ng hàm cu tin M2 ngn hn:

Trong bn bin s dng trong mô hình VAR thì ch có mt bin là

ngoi sinh yu nên vic xác nh mô hình phn nh hành vi iu chnh ngn

hn ư c thc hin da trên mt h thng gm có ba phươ ng trình cho lnm2r,

lip và ger.

146

Vì các bin dư i dng logarit là I(1), và sai phân bc nht ca chúng là

I(0) nên chúng ta s ưa vào phươ ng trình ư c lư ng các bin ó dư i dng

sai phân bc nht. Mô hình có th ư c vit tng quát dư i dng ca hai

phươ ng trình (3.8), (3.9) và (3.10) sau ây:

( )7 11

1 t-i 2 11 1

ln 2 ln 2 ert i t i i t i i t i i j j t

i j

m r a m r b lip c tpkb d g EC SD eσ σ θ − − −= =

∆ = + ∆ + ∆ + ∆ + + + +∑ ∑

(3.8)



( )

7 11

1 2 21 1ln 2t i t i i t i i t i i t -i j j t

i jlip a m r b lip c tpkb d ger EC SD eσ σ θ − − −= =∆ = + ∆ + ∆ + ∆ + + + +∑ ∑

(3.9)

( )7 11

1 2 31 1

ln 2t i t i i t i i t i i t -i j j t

i j

ger a m r b lip c tpkb d ger EC SD eσ σ θ − − −= =

∆ = + ∆ + ∆ + ∆ + + + +∑ ∑

(3.10)

Kt qu ư c lư ng cho hàm cu tin M2 trong ngn hn bng OLS

ư c trình bày trong bng 3.13 (kt qu chi tit ư c lư ng h phươ ng trình

VECM xem thêm ph lc 10).

Bng kt qu ó cho thy hành vi nm gi tin M2 trong ngn hn chu

s tác ng có ý ngh ĩ a ca thu nhp, t giá hi oái. S bin ng ca lãi suttín phiu kho bc không phi là nhân t chính nh hư ng t i hành vi nm gi

tin trong ngn hn ca Vit Nam th i gian qua.

Cũng như kt qu ư c lư ng ư c v cu tin M1 thì cu tin M2 trong

ngn hn cũng có tính mùa v và bng kt qu 3.13 cho thy cu tin M2 bin

ng nhiu nht vào quý u tiên ca các năm. iu này là hoàn toàn úng

vi thc tin do nhu cu tin giao dch tăng mnh vào tt dương lch và tt âm

147

B ng 3.13. K t qu ư c l ư ng mô hình cu ti n M2 ng n h n

Bin s H s Sai s chun Thng kê t Giá tr xác sut

C 0,014477 0,008618 1,679856 0,1019

(lnm2r (-1)) -0,176428 0,171404 -1,029308 0,3104

(lnm2r (-2)) -0,178149 0,158393 -1,124732 0,2684

(lnm2r (-3)) 0,444071 0,150825 2,944289 0,0057***

(lnm2r (-4)) 0,283363 0,170849 1,658564 0,1061

(lnm2r (-5)) 0,157009 0,154116 1,018769 0,3153

(lnm2r (-6)) 0,099656 0,163694 0,608795 0,5466

(lnm2r (-7)) -0,140592 0,164130 -0,856588 0,3975

(lip (-1)) 0,083864 0,042534 1,971690 0,0566*

(li ( 2)) 0 046179 0 044553 1 036492 0 3071



(lip (-2)) 0,046179 0,044553 1,036492 0,3071

(lip (-3)) 0,014632 0,040062 0,365233 0,7171(lip (-4)) 0,003417 0,036540 0,093518 0,9260

(lip (-5)) 0,033544 0,036925 0,908437 0,3699

(lip (-6)) 0,025288 0,032889 0,768895 0,4471

(lip (-7)) -0,003533 0,020558 -0,171846 0,8645

(tpkb (-1)) 0,007799 0,010167 0,767080 0,4482

(tpkb (-2)) -0,013474 0,010579 -1,273683 0,2112

(tpkb (-3)) -0,006451 0,010546 -0,611723 0,5447

(tpkb (-4)) 0,001196 0,010628 0,112537 0,9110

(tpkb (-5)) 0,002014 0,010371 0,194169 0,8472(tpkb (-6)) 0,005572 0,011501 0,484489 0,6311

(tpkb (-7)) -0,006658 0,013336 -0,499268 0,6207

(ger (-1)) 0,003689 0,001844 2,000127 0,0533*

(ger (-2)) 0,002687 0,001587 1,693108 0,0993*

(ger (-3)) 0,002317 0,001373 1,687382 0,1004

(ger (-4)) 0,001979 0,001104 1,792302 0,0817*

(ger (-5)) 0,001546 0,000857 1,803103 0,0800*

(ger (-6)) 0,001260 0,000641 1,967335 0,0571*

(ger (-7)) 0,000438 0,000494 0,887010 0,3811

EC_8 0,045716 0,024036 1,901983 0,0654*SD1 0,002465 0,011132 0,221468 0,8260SD2 -0,044695 0,012468 -3,584855 0,0010***SD3 -0,005363 0,014181 -0,378203 0,7076SD4 -0,027841 0,015208 -1,830681 0,0757*SD5 -0,008957 0,014602 -0,613436 0,5436SD6 -0,002775 0,014451 -0,191993 0,8489SD7 -0,003363 0,012317 -0,273063 0,7864

SD8 -0,002335 0,011895 -0,196295 0,8455SD9 -0,020504 0,010982 -1,867110 0,0703*SD10 0,001472 0,010256 0,143561 0,8867SD11 -0,010298 0,010377 -0,992418 0,3278

148

* Kim nh tính n nh ca hàm cu tin và các h s ư c lư ng

ư c trong hàm cu tin M2 ngn hn

Tính n nh ca hàm cu tin M2 ngn hn ư c thc hin thông qua

kim nh CUSUM- squares. Kt qu kim nh trong hình 3.8 cho thy cu

tin M2 ngn hn th i kỳ 2000- 2006 là n nh. Các h s trong hàm cu tin

M2 cũng có kt qu tươ ng t (xem hình 3.9).

Hàm cu tin M2 ngn hn trong th i gian nghiên cu là n nh iu



ó li khng nh mt thc t Vit Nam là cho n th i kỳ nghiên cu2000- 2006 thì nhng thay i liên quan t i chính sách, th ch, ci cách tài

chính vn chưa mnh có th gây ra nhng cú sc t bin gây nh

hư ng phi tuyn t i quan h gia các bin s trong hàm cu tin.

-0.4

0.0

0.4

0.8

1.2

1.6

04:07 05:01 05:07 06:01 06:07

CUSUM of Squares 5% Significance

Hình 3.8. Ki m nh CUSUM- Squares cho tính n nh c a

hàm cu tin M2 ngn hn

149

-.04

-.03

-.02

-.01

.00

.01

.02

.03

.04

.05

2004:07 2005:01 2005:07 2006:01 2006:07

Recursive C(1)Estimates ±2 S.E.

-1.0

-0.5

0.0

0.5

1.0

2004:07 2005:01 2005:07 2006:01 2006:07

RecursiveC(2)Estimates ±2 S.E.

-1.2

-0.8

-0.4

0.0

0.4

0.8

1.2

2004:07 2005:01 2005:07 2006:01 2006:07


-0.2

0.0

0.2

0.4

0.6

0.8

1.0

1.2

1.4

2004:07 2005:01 2005:07 2006:01 2006:07


-1.0

-0.5

0.0

0.5

1.0

2004:07 2005:01 2005:07 2006:01 2006:07


-0.8

-0.4

0.0

0.4

0.8

1.2

2004:07 2005:01 2005:07 2006:01 2006:07


-.8

-.6

-.4

-.2

.0

.2

.4

.6

.8

2004:07 2005:01 2005:07 2006:01 2006:07


-1.2

-0.8

-0.4

0.0

0.4

0.8

2004:07 2005:01 2005:07 2006:01 2006:07


-.2

-.1

.0

.1

.2

.3

2004:07 2005:01 2005:07 2006:01 2006:07


-.3

-.2

-.1

.0

.1

.2

.3

2004:07 2005:01 2005:07 2006:01 2006:07


-.2

-.1

.0

.1

.2

.3

2004:07 2005:01 2005:07 2006:01 2006:07


-.2

-.1

.0

.1

.2

.3

2004:07 2005:01 2005:07 2006:01 2006:07


-.15

-.10

-.05

.00

.05

.10

.15

.20

.25

2004:07 2005:01 2005:07 2006:01 2006:07


-.2

-.1

.0

.1

.2

.3

2004:07 2005:01 2005:07 2006:01 2006:07


-.10

-.05

.00

.05

.10

.15

-.04

-.02

.00

.02

.04

.06

-.06

-.04

-.02

.00

.02

.04

.06

-.06

-.04

-.02

.00

.02

.04

.06

.08

-.02

.00

.02

.04

.06

.08

.10

-.06

-.04

-.02

.00

.02

.04

.06

-.04

-.02

.00

.02

.04

.06

.08

.10



-.15

2004:07 2005:01 2005:07 2006:01 2006:07


-.06

2004:07 2005:01 2005:07 2006:01 2006:07


-.08

2004:07 2005:01 2005:07 2006:01 2006:07


-.08

2004:07 2005:01 2005:07 2006:01 2006:07


-.04

2004:07 2005:01 2005:07 2006:01 2006:07


-.08

2004:07 2005:01 2005:07 2006:01 2006:07


-.06

2004:07 2005:01 2005:07 2006:01 2006:07


-.08

-.06

-.04

-.02

.00

.02

.04

.06

.08

2004:07 2005:01 2005:07 2006:01 2006:07


-.004

.000

.004

.008

.012

2004:07 2005:01 2005:07 2006:01 2006:07


-.004

-.002

.000

.002

.004

.006

.008

.010

2004:07 2005:01 2005:07 2006:01 2006:07


-.004

-.002

.000

.002

.004

.006

.008

.010

2004:07 2005:01 2005:07 2006:01 2006:07


-.002

.000

.002

.004

.006

.008

2004:07 2005:01 2005:07 2006:01 2006:07


-.002

-.001

.000

.001

.002

.003

.004

.005

.006

.007

2004:07 2005:01 2005:07 2006:01 2006:07


-.001

.000

.001

.002

.003

.004

.005

.006

2004:07 2005:01 2005:07 2006:01 2006:07


-.002

-.001

.000

.001

.002

.003

.004

.005

2004:07 2005:01 2005:07 2006:01 2006:07


-.05

.00

.05

.10

.15

2004:07 2005:01 2005:07 2006:01 2006:07


-.04

-.02

.00

.02

.04

.06

.08

.10

2004:07 2005:01 2005:07 2006:01 2006:07


-.12

-.08

-.04

.00

.04

.08

2004:07 2005:01 2005:07 2006:01 2006:07


-.12

-.08

-.04

.00

.04

.08

2004:07 2005:01 2005:07 2006:01 2006:07


-.10

-.08

-.06

-.04

-.02

.00

.02

.04

2004:07 2005:01 2005:07 2006:01 2006:07


-.06

-.04

-.02

.00

.02

.04

.06

.08

.10

2004:07 2005:01 2005:07 2006:01 2006:07


-.12

-.08

-.04

.00

.04

.08

.12

2004:07 2005:01 2005:07 2006:01 2006:07


-.08

-.06

-.04

-.02

.00

.02

.04

.06

2004:07 2005:01 2005:07 2006:01 2006:07


-.08

-.06

-.04

-.02

.00

.02

.04

.06

2004:07 2005:01 2005:07 2006:01 2006:07


-.10

-.08

-.06

-.04

-.02

.00

.02

.04

.06

2004:07 2005:01 2005:07 2006:01 2006:07


-.08

-.06

-.04

-.02

.00

.02

.04

.06

.08

2004:07 2005:01 2005:07 2006:01 2006:07


-.08

-.06

-.04

-.02

.00

.02

.04

2004:07 2005:01 2005:07 2006:01 2006:07


Hình 3.9. K t qu ki m nh tính n nh c a các h s trong

hàm cu ti n ng n h n M2

3.2.4.3. M t s k t lu n v cu ti n M2

Hàm cu tin M2 ca Vit Nam th i kỳ 2000- 2006 là n nh v i các

bin gii thích có ý ngh ĩ a. Có th s dng hàm cu tin trong phân tích và d báo cu tin.



151


Cho n nay s lư ng các nghiên cu thc nghim v cu tin Vit

Nam là tươ ng i ít, kt qu nghiên cu còn hn ch không ch v phươ ng

pháp mà còn c v kh năng ng dng kt qu trong hoch nh CSTT. Ư c

lư ng cu tin mà lun án thc hin không ch làm phong phú thêm các

nghiên cu cu tin cho Vit Nam mà còn có th gii quyt ư c nhiu hn

ch ca các nghiên cu cu tin trư c ó.



Ư c lư ng cu tin M1 mà lun án thc hin có ưu im hơ n hn cácnghiên cu thc nghim trư c kia v mt s khía cnh sau ây:

Th nh t, các bin s s dng trong ư c lư ng ư c chn la k lư ng

da vào thc tin cũng như kim nh kinh t lư ng v kh năng gii thích

cu tin.

Th hai, hàm cu tin dài hn ư c ư c lư ng bng mô hình véc tơ t

hi quy (VAR) và mô hình ngn hn ư c lư ng bng mô hình véc tơ hiu

chnh sai s (VECM). ó là các mô hình mà có tính ưu vit hơ n tt c các mô

hình ư c lư ng cu tin tuyn tính ã ư c thc hin trên th gi i nhưng chưa

tng ư c s dng trong nghiên cu cu tin Vit Nam.Th ba, các kt qu ư c lư ng ư c v hàm cu tin M1 ca lun án

phù h p v i lý thuyt cu tin và có kh năng gii thích thc tin ca nn

kinh t Vit Nam trong quá trình tin t hóa (h s ư c lư ng ư c ca thu

nhp là l n hơ n mt) và có hin tư ng ôla hóa mc cao (h s ư c lư ng

ư c ca ger âm mc cao),...

h hà i i h h i k hi

152

Mt im m i khác na mà lun án t ư c trong chươ ng này là ã

ư c lư ng ư c hàm cu tin M2 cho nn kinh t Vit Nam giai on 2000-

2006. Lun án ã chng minh có tn ti quan h ng tích h p gia các bin

s la chn trong phươ ng trình cu tin M2. Hàm cu tin dài hn (3.7) ư clư ng ư c phù h p v i lý thuyt cu tin và thc tin. Hàm cu tin ngn

hn M2 ư c lư ng theo mô hình VECM là n nh trong th i kỳ nghiên cu.

Tóm li c hàm cu tin M1 và M2 u n nh trong th i kỳ nghiên

c ưc lưng thc nghim nên có th d ng làm cơ cho ic d báo



cu ư c lư ng thc nghim nên có th s dng làm cơ s cho vic d báo

cung ng tin t tăng thêm hàng năm da trên cơ s d báo cu tin ca công

chúng bng phân tích nh lư ng mà cho t i th i im lun án ư c thc hin

thì chưa có mt nghiên cu nào ưa ra.

153

Chươ ng 4

NG DNG KT QU NGHIÊN C U CU TIN

TRONG HOCH NH CHÍNH SÁCH TIN T VIT NAM

V i nhng kt qu ư c lư ng thc nghim cu tin Chươ ng 3, có th

khng nh rng cu tin M1 ca Vit Nam giai on 1994-2006 và cu tin

M2 giai on 2000- 2006 là khá n nh và có th s dng làm cơ s cho vic



g g

phân tích và hoch nh CSTT.

Kt qu ư c lư ng cu tin ó là rt có ý ngh ĩ a khi mà NHNN Vit

Nam ang trong quá trình t ch c li NHNN Vit Nam v i cơ c u và tính ch t

hot ng như mt NHTW hin i, hot ng theo cơ ch th tr ư ng nh

hư ng xã hi ch nghĩ a, phù h p v i thông l qu c t (mc tiêu ra trong án: M c tiêu, gii pháp phát tri n ngành ngân hàng Vit Nam n nă m

2010 và nh hư ng t i nă m 2020).

Da trên cơ s nhng kt qu ư c lư ng v cu tin Vit Nam và

thc trng iu hành CSTT th i gian qua, lun án nêu ra mt s h qu trong

vic hoch nh CSTT ca NHNN, chng hn như trong vic la chn mc

tiêu, công c và nâng cao iu kin thc thi CSTT hiu qu.

4.1. TRONG VIC L A CHN MC TIÊU CA CSTT

Khi hoch nh CSTT, NHTW các nư c cũng như NHNN Vit Nam

u phi chn la và xác nh các mc tiêu cn t ư c như mc tiêu cuicùng, mc tiêu trung gian và mc tiêu hot ng. Vì CSTT là mt công c mà

154

cu này các vn liên quan t i vic la chn và nh lư ng các mc tiêu

trung gian và mc tiêu hot ng da trên kt qu nghiên cu chươ ng 3.

4.1.1. Mc tiêu trung gian

* Xác nh mc tiêu trung gian

Như chúng ta ã thy trong phn lý lun chung v chính sách tin t

chươ ng 1 ca lun án thì NHTW có th la chn mc tiêu trung gian là tng

khi lư ng tin, t giá hoc là lãi sut th trư ng. Vic la chn mc tiêu



trung gian nào trong vic iu hành CSTT ph thuc vào c im ca miquc gia. Vit Nam hin nay, mc tiêu trung gian là lãi sut không ư c

chn la vì lãi sut ang trong quá trình t do hóa. Còn i v i mc tiêu trung

gian là t giá thì theo tôi rt khó có th thc hin ư c trong bi cnh kinh t

nư c ta hin nay khi lung ngoi t tip tc vào làm thng dư cán cân

thanh toán, làm cho d tr ngoi hi ca NHNN không ngng tăng lên. D

tr ngoi hi năm 2005 tăng thêm 4% GDP, còn năm 2006 tăng 5% GDP.

Trong 6 tháng u năm 2007 NHNN ã mua vào khong hơ n 7 t USD (14%

GDP). ó là mt nguyên nhân làm cho cung VND tăng lên liên tc. iu này

t thân nó phá v chính sách neo/ bình n t giá hin nay nu như NHNN

không có nhng chin lư c can thip kp th i. Nói cách khác cơ ch neo t

giá cha ng nhng yu t phá hoi ng ni t.

Như vy mc tiêu trung gian ca CSTT s là tng khi lư ng tin M1

và M2. C hai mc tiêu này theo nghiên cu ca lun án thì u có th o

lư ng ư c, có th d báo ư c, kim soát ư c và chúng có tác ng d báot i mc tiêu cui cùng (theo hàm s 3.3 và 3.7).

155

kinh t úng n phân tích d báo. Chng hn như vic ưa ra t l tăng

ca M2 hàng năm vn da trên cơ s phươ ng trình s lư ng tin là không phù

h p.

V i kt qu ư c lư ng ư c v cu tin M1 trong th i gian qua là

tươ ng i n nh thì mc tiêu nh lư ng ca NHNN cn nên ưa thêm vào

mc tiêu trung gian ca CSTT ch tiêu v khi lư ng tin M1 tăng thêm hàng

năm. Vic ưa thêm ch tiêu nh lư ng v M1 hàng năm có mt s lý do sau

ây:



ây:

- Khi lư ng tin M1 là khi lư ng tin mà NHNN có th kim soát

cht, có th d báo ư c c ngn hn và dài hn. Chng hn năm 2007 v i

mc tiêu tăng trư ng kinh t 8,5%, lm phát 8% và d kin ng ni t mt

giá 0,2% thì M1 danh ngh ĩ a d kin tăng theo phươ ng trình (3.3) s là khong

28%.

- NHNN s dng M1 là mc tiêu trung gian s có thêm cơ s so

sánh và kim soát nhng tác ng ca CSTT n các mc tiêu kinh t v ĩ mô.

- Nn kinh t có hin tư ng ôla hóa cao nên tng phươ ng tin thanh

toán M2 không th tính ht ư c nhng th mà ngư i dân hin ang s dngv i chc năng là tin như lư ng ôla trôi ni trong dân.

* Xác nh cách tính t ng kh i lư ng ti n t ă ng hàng nă m

NHNN Vit Nam hin ti ưa ra cách xác nh khi lư ng tin tăng

thêm hàng năm theo công thc mà NHNN ưa ra năm 1996. Theo công thc

ó thì vic xác nh khi lư ng cung ng tin có mt s hn ch:

156

Th hai, nn kinh t trong quá trình tin t hóa (như hình 3.3. tc

chu chuyn ca c khi lư ng tin M1 và M2 u có xu hư ng gim trong

sut th i kỳ nghiên cu) thì h s nh hư ng ca bin quy mô n cu tin là

l n hơ n 1 nên không th tính khi lư ng tin tăng thêm theo h s 1:1 v i tc tăng trư ng kinh t. Thc tin cũng cho thy là hàng năm mc dù công

thc xác nh cung ng tin t M2 cui kỳ d báo là ( )1c d e p MS MS g g= + +

ngh ĩ a là tc tăng cung ng tin t là bng tc tăng trư ng kinh t cng

v i t l lm phát d kin nhưng cung ng tin t tăng thêm hu như là không



p g g g g g

thc hin theo công thc trên, có s chênh lch quá l n (xem Bng 4.1)

B ng 4.1. T c tă ng c a M2 th c t và theo công th c xác nh

cung ng ti n t tă ng thêm c a NHNN t nă m 1996

ơ n v: %

Năm 1996 1997 1998 1999 2000 2001 2002 2003 2004 2005 2006

ge+gp 13,8 11,8 15 4,9 6,2 7,7 11,1 10,3 10,72 16,8 14,77

Tăng M2

thc t 22,7 26,1 23,9 39,3 38,96 25,53 17,7 24,94 30,39 29,65 33,59

Ngun: NHNN và T ng cc Th ng kê

Tc tăng ca M2 mà hàng năm NHNN thc hin không úng công

thc ã ưa ra theo phươ ng trình s lư ng tin phi chăng là NHNN ã thy

ư c nh hư ng ca quá trình tin t hóa nhưng chưa khng nh ư c h s

nh hư ng ca các nhân t c th nh hư ng t i cu tin là bao nhiêu cóth ưa ra mt công thc chính xác hơ n. iu ó li tip tc khng nh s

157

danh ngh ĩ a M2 d báo theo mô hình cu tin ca lun án s ư c tính theo

công thc sau:

2 10,545 1,609 0,084 0,089e e e e

M e pg g tpkb ger g= + − + + (4.1)

Trong ó:

2 M

g là t l tăng cung tin M2 danh ngh ĩ a d kin theo năme

eg là t l tăng trư ng kinh t d kin

etpkb



tpkblà t l lãi sut tín phiu kho bc d tínheger là t l mt giá d kin ca Vit Nam ng so v i ôla M

e

pg là t l lm phát d kin

Theo công thc trên và mc tiêu v tăng trư ng, lm phát mà chính ph

ã t ra thì chúng ta có th có mt s phươ ng án sau theo d kin ca mô

hình cu tin M2 ã ư c lư ng ư c theo bng 4.2.

B ng 4.2. M t s phươ ng án v vi c tă ng t ng phươ ng ti n thanh toán

nh m th c hi n các m c tiêu kinh t vĩ mô c a Chính Ph nă m 2007

Ch tiêu d kin Phươ ng án 1 Phươ ng án 2 Mc tiêu ã t ra

e

eg 8,2 % 8,5 % t 8,2 % n 8,5 %

etpkb 4,8 % 5,0 %

eger 0,1 % 0,2 %

e

pg 8,0 % 8,0 % nh hơ n 8 %

2 M g 31,3 % 31,8 % t 20 % n 23 %

Ngun: Tác gi t tính trên da trên kt qu ưc lưng ưc

158

Vy, v i mc tiêu mà NHNN ã t ra cho năm 2007 là cung tin tăng

20-23% thì khá thp, không m bo t ư c các mc tiêu kinh t v ĩ mô

khác mà chính ph ã t ra nht là trong bi cnh hin ti ca nn kinh t

Vit Nam, tăng trư ng kinh t theo mô hình ư c lư ng ca lun án ph thucch yu vào CSTT (h s nhy cm ca cu tin v i lãi sut là thp).

4.1.2. Mc tiêu hot ng

V lý thuyt thì mc tiêu hot ng ca CSTT ưa ra có th là lãi sut



hoc là khi lư ng tin cơ s . Nu như mc tiêu hot ng là lãi sut thìNHNN là ngư i dùng các công c ca CSTT kim soát trc tip lãi sut

này. iu ó cũng có ngh ĩ a là lãi sut không bin ng theo cung cu th

trư ng mà có s can thip cng ca NHNN. Nhưng hin ti (t năm 2001) lãi

sut ang trong quá trình t do hóa Vit Nam nên mc tiêu hot ng là lãi

sut ã không ư c NHNN chn la. Chính vì vy mc tiêu hot ng hinti ca NHNN là tng khi lư ng tin cơ s là s la chn úng n. Tuy

nhiên, vic xác nh khi lư ng tin cơ s tăng thêm hàng năm vn chưa da

trên cơ s phân tích nh lư ng.

V i kt qu nghiên cu ca lun án thì công thc xác nh khi lư ng

tin cơ s MB như sau:

1 m

e e

MB M M g g g= − (4.2)

Trong ó:

MBg là tc tăng d kin ca khi lư ng tin cơ s

159

Tuy nhiên, do hn ch v s liu thu thp ư c nên lun án chưa d báo

ư c s thay i ca s nhân tin M1. Nhưng ca NHNN thì vic này có th

làm ư c và cng v i d báo v M1 theo kt qu nghiên cu ca lun án này

thì vic nh lư ng mc tiêu hot ng trong hoch nh CSTT ca NHNN làvic làm có th thc hin ư c.

Tóm li, xác nh tt mc tiêu ca CSTT trong th i gian t i thì

NHNN cn tăng cư ng công tác nghiên cu d báo cu tin. Kt qu nghiên

cu thc nghim có kh năng d báo tt thì NHTW có th bit ư c h s nh



hư ng ca các bin kinh t t i tng thành t ca khi lư ng tin, xác nh

ư c khi lư ng cung ng tin tăng thêm phù h p v i nhu cu và mc tiêu

ca chính sách mà chính ph ã t ra. làm ư c iu này NHNN cn xây

dng mt kho d liu y , chính xác và m bo cht lư ng. Nh ó

NHNN có th d báo nhu cu tin không ch là cu v M1 và M2 như tác gi ã ư c lư ng mà có th thc hin cho c các thành t ca ca M2. Khi ó

NHNN s có mt cơ s nh lư ng vng chc cho vic iu hành CSTT trong

th i gian t i. ng th i NHNN cn nâng cao cht lư ng ngun nhân lc c

bit là các cán b tham gia vào công tác nghiên cu và d báo. Khi NHNN có

ngun nhân lc mnh kt h p v i phươ ng tin k thut hin i, nguncung cp mi thông tin liên qua t i hot ng ngân hàng y và chính xác

thì ó s là cơ s vng chc cho NHNN hoch nh tt CSTT.

4.2. TRONG VIC L A CHN CÔNG C CA CSTT

Vic la chn công c cho iu hành CSTT ca NHNN trong iu kinh thng ngân hàng ư c t chc thành hai cp, iu hành CSTT mang tính



161

Như kt qu phân tích thc nghim ca lun án trong chươ ng 3 thì các

hàm cu tin M1 và M2 ngn hn ư c lư ng ư c u có s bin ng mang

tính mùa v nên rt cn thit phi nâng cao hiu lc ca các công c CSTT

cũng như vic s dng linh hot và thành tho các công c CSTT gián tipnhm giúp NHNN tăng cư ng kh năng kim soát cu tin. Qua ó có th n

nh ư c th trư ng tin t và CSTT s t ư c các mc tiêu ã t ra. Lun

án ưa ra mt s xut cho NHNN như sau:

- NHNN cn s dng thành tho và linh hot các công c CSTT gián



tip như nghip v th trư ng m , chit khu, hoán i ngoi t, thu chi.

Nhng nghip v này ca NHNN khi s dng linh hot s giúp NHNN iu

chnh nhanh chóng s bin ng mang tính mùa v ca cu tin trong ngn

hn vào nhng tháng tt âm lch cũng như hai quý u ca các năm- th i kỳ

mà nhu cu giao dch trong nn kinh t là tươ ng i l n.- Công c d tr bt buc cn iu hành linh hot nhm nâng cao kh

năng kim soát tin t ca NHNN. T l d tr bt buc là mt công c mang

tính cht th trư ng nó có tác ng gián tip n quá trình to tin ca NHTM

và cung ng tin t. Tuy nhiên, NHNN thư ng gi c nh trong mt th i

gian dài làm gim vai trò iu tit cung ng tin t ca công c này và làm bó

hp cách thc mà NHNN có th s dng iu tit cung ng tin t.

- NHNN nên các t chc tín dng hoàn toàn t xác nh lãi sut,

thc hin t do hóa hoàn toàn k c lãi sut huy ng tin gi ngoi t ca các

pháp nhân (hin ti có s quy nh cng ca NHNN). Khi lãi sut ư c t dohóa hoàn toàn thì ó chính là tín hiu phn ánh úng n cung cu th trư ng

162

- Hình thành khung lãi sut ca th trư ng liên ngân hàng v i lãi sut

tái cp vn ư c iu chnh dn óng vai trò là lãi sut trn, lãi sut chit

khu ư c iu chnh theo hư ng là lãi sut sàn.

4.3. TRONG VIC NÂNG CAO IU KIN TH C THI CSTT HIU

QU

Sau khi NHNN có mt khuôn kh CSTT rõ ràng thì hiu qu ca CSTT

còn ph thuc nhiu vào iu kin thc thi có hiu qu chng hn như mc

c lp ca NHNN, mc phù h p v i các chính sách kinh t v ĩ mô



khác, mc phát trin ca các nh ch tài chính và th trư ng tin t.

Da trên kt qu nghiên cu thc t, lun án ưa ra mt s khuyn ngh

sau nhm nâng cao hiu qu thc thi CSTT ca NHNN Vit Nam trong th i

gian t i như sau:

* NHNN cn ch ng hơ n trong vic ph i h p v i các cơ quan khác

trong hoch nh CSTT

CSTT là mt trong nhng CSKT mà chính ph s dng tác ng vào

nn kinh t nhm t ư c các mc tiêu kinh t v ĩ mô mà chính ph ã t ra

nên CSTT không th t bên ngoài hay tách r i v i các CSKT v ĩ mô khác.Mun vy các cơ quan hoch nh và thc thi CSKT ca chính ph phi có

mi liên h cht ch v i nhau.

Vic to lp mi quan h thư ng xuyên gia các B, ngành c bit là

B tài chính, B k hoch và u tư, B thươ ng mi, Tng cc thng kê,

Tng cc hi quan s giúp cho vic xây dng, ban hành h thng thông tin,

h h h i h i à i h i h i

163

Khi có s thông sut thông tin gia các B ngành thì áp lc i v i vic iu

hành CSTT s gim i, hàm cu tin trong ngn hn s n nh, không chu

tác ng t ngt ca bin chính sách và do ó vic iu hành CSTT s có

hiu qu cao hơ n.

NHNN cn to mt kênh thông tin liên tc gia các nhà nghiên cu

chuyên nghip và nhng cán b làm công vic thc t V CSTT NHNN.

NHNN cn xây dng mt chin lư c nâng cao trình cán b ngân hàng

nhm áp ng yêu cu ca mt NHTW hin i trong th i gian t i. Các cán



b tr cn ư c to cơ hi c sát v i thc t trong và ngoài nư c và ư c

ào to mt cách bài bn nư c ngoài. Các cán b tr có năng lc, vng vàng

trong công vic cn ư c b nhim vào nhng v trí quan trng nhm tr hóa

i ngũ cán b và tăng cư ng tính sáng to ca l p tr. i ngũ cán b có

năng l

c, trình

cùng v

i công ngh

ngân hàng hi

n

i s

giúp cho vic

iu hành CSTT hiu qu hơ n.

* NHNN cn xây d ng và th c thi CSTT theo nguyên t c th tr ư ng

Vic xây dng và thc thi CSTT theo nguyên tc th trư ng cn da

trên cơ s thit lp khuôn kh CSTT v i cơ ch truyn ti thích h p và các

mc tiêu ư c lư ng hóa.

Thc hin iu hành CSTT trên cơ s iu tit khi lư ng tin, xây

dng các iu kin cn thit chuyn sang iu hành CSTT v i mc tiêu

lm phát như mt NHTW hin i.

Như kt qu ã ư c lư ng ư c v hàm cu tin dài hn (3.3) thì trong

dài hn NHNN nên hưng mc tiêu cui cùng ca CSTT là t l lm phát như

164

bin ng. Nh ó cu tin n nh và CSTT ca NHNN có hiu qu iu tit

hơ n.

* NHNN cn thúc y s phát tri n ca th tr ư ng ti n t

Th trư ng tin t là mt mt xích quan trng trong cơ ch chuyn ti

tác ng ca các công c CSTT. Mt th trư ng tin t kém phát trin khó có

th chuyn ti chính xác các quyt nh chính sách ca NHTW t i th trư ng

và ngư c li NHTW cũng khó có th nhn ư c các tín hiu th trư ng ưa

ra các quyt nh chính xác nhm t ư c mc tiêu.



* NHNN cn y nhanh quá trình hin i hóa công ngh thanh toán

ngân hàng.

Hin i hóa công ngh thanh toán ngân hàng s to kh năng cnh

tranh cho các NHTM Vit Nam v mt k thut và công ngh, giành th ch

ng trong quá trình gia nhp WTO. y nhanh vic ng dng k thut và

công ngh tiên tin. Phát trin h thng thanh toán in t liên hàng trên

phm vi toàn quc. H thng NHTM Vit Nam phát trin, cnh tranh ư c

v i các NHTM nư c ngoài và liên doanh s giúp duy trì và cng c nim tin

ca dân chúng vào mt t chc trung gian tài chính mà hin ti chim th phn l n nht trong vic cung cp tín dng cho nn kinh t Vit Nam. T ó,

tránh ư c khng hong v tâm lý và s v ca h thng NHTM trong

nư c dư i áp lc cnh tranh ca các NHTM nư c ngoài. S n nh ca th

trư ng tin t nói riêng và th trư ng tài chính nói chung cũng là mt nhân t

quan trng giúp CSTT t hiu qu.

* NHNN cn trit c phn hóa các NHTM Nhà nưc

165

* NHNN cn t ă ng cư ng ph i h p v i các NHTW và các t ch c tài

chính qu c t v CSTT và ngă n ng a r i ro

Vic phi h p v i các NHTW và các t chc tài chính quc t v

CSTT và ngăn nga ri ro s giúp NHNN Vit Nam có thêm kinh nghim v vic qun lý, ngăn nga ri ro ca NHTW các nư c ng th i có th nhn

ư c nhng cnh báo s m v nhng bin ng tài chính trong và ngoài nư c.

T ó hn ch ư c nhng bin ng l n i v i th trư ng tài chính trong

nư c và m bo an toàn cho hot ng ca h thng ngân hàng Vit Nam.

H h NHTM à h i h à à hi



H thng NHTM và th trư ng tin t hot ng an toàn và hiu qu s to

iu kin thun l i cho vic nâng cao hiu lc và hiu qu ca CSTT

* NHNN cn kêu gi s h tr ca Chính ph nh m th c thi CSTT hiu

qu hơ n

Th nh t , Chính ph cn nâng cao tính c lp ca NHNN trong vic

hoch nh và thc thi CSTT.

- Nâng cao tính t ch ca NHNN trong iu hành CSTT NHNN có

th thc hin các công c ca CSTT mt cách linh hot, c lp hơ n.

- Tách bch các chc năng không thuc v NHNN, Thng c NHNNkhông nên là thành viên ca Chính ph.

- Cn sa i li mt s quy nh trong Lut NHNN năm 1997, chng

hn như mt s im mà làm hn ch tính linh hot trong iu hành CSTT

như: "...NHNN có nhim v và quy n hn sau: ...tham gia xây d ng chi n

lư c phát tri n kinh t xã hi ca nhà nư c, xây d ng d án CSTT qu c gia

h h h h h h h h h i

166

Th hai, Chính ph cn la chn li mc tiêu cho CSTT, không nên t

ra quá nhiu mc tiêu như hin nay. Theo như Lut NHNN (năm 1997), mc

tiêu ca CSTT bao gm: n nh giá tr ng tin, kim ch lm phát; góp

phn thúc y phát trin kinh t xã hi; góp phn bo m an ninh quc gia;góp phn nâng cao i sng nhân dân. Tuy nhiên, trong thc t ngoài nhng

mc tiêu ó NHNN còn phi thc hin nhiu mc tiêu khác trong ó phi k

n là mc tiêu m bo an toàn h thng ngân hàng và n nh t giá hi

oái v i cơ ch t giá th trư ng có s qun lý. ây là cơ ch mà NHNN vn

phi can thip th trưng khi cn thit nhm duy trì t giá mc hp lý Mt



phi can thip th trư ng khi cn thit nhm duy trì t giá mc h p lý. Mt

khác các mc tiêu ca CSTT ôi khi có s mâu thun v i nhau chng hn như

khi mun tăng trư ng cao, nâng cao i sng nhân dân NHNN phi thc hin

CSTT m rng và vic làm ó li dn n lm phát.

Th ba, Chính ph cn thúc y nhanh s phát trin ca th trư ng tài

chính, c bit là th trư ng tin t và th trư ng chng khoán. Phát trin th

trư ng tin t theo úng thc cht là nơ i cung cp vn ngn hn cho nn kinh

t và th trư ng chng khoán là nơ i cung cp vn dài hn. Th trư ng tài

chính phát trin s giúp cho NHNN s dng công c chính sách tác ng t i

cung tin d dàng và nhanh chóng hơ n.

S vng mnh ca các nh ch tài chính không ch to cơ s vng

chc cho tăng trư ng kinh t mà còn h tr trc tip cho vic thc thi CSTT.

Vì mi nh ch là mt mt xích quan trng trong vic tip nhn và phn ng

chính sách ca NHTW, là mt khâu trng yu trong chu trình luân chuyn

vn ca xã hi. S yu kém hoc v các nh ch tài chính s là ngòi n

167

ư c các mc tiêu kinh t v ĩ mô. CSTT cùng v i các chính sách kinh t v ĩ mô

khác tác ng n các khu vc khác nhau ca nn kinh t duy trì s n

nh tin t, là cơ s cho vic hch toán kinh t quc dân, ánh giá úng thc

cht kt qu và hiu qu hot ng ca nn kinh t. CSTT không th hotng riêng bit, r i rc ơ n l mà phi hot ng trong mi quan h mt thit

v i các chính sách kinh t v ĩ mô khác.



168

KT LUN

Lun án v i tài: "C u v ti n và H qu i v i CSTT Vit Nam"

ã tp trung nghiên cu nhng vn v lý lun và thc tin v vic nghiêncu cu tin trên th gi i và Vit Nam; xây dng ư c hàm cu tin cho

Vit Nam; ng th i phân tích thc trng iu hành chính sách tin t ca

Vit Nam th i gian qua và ưa ra nhng khuyn ngh cho vic iu hành

CSTT da trên cơ s phân tích thc trng v cu tin. Nhng ni dung c th

mà lun án ã t ưc là:



mà lun án ã t ư c là:

1. Tp h p mt cách có h thng nhng lý thuyt v cu tin nhm

cung cp mt cách h thng cơ s lý thuyt cho nhng nghiên cu sau v cu

tin.

2. Tng h p ư c các nghiên cu thc nghim v cu tin và rút ranhng kinh nghim liên quan t i công vic nh lư ng cu tin như v vic

la chn bin, mô hình, phươ ng pháp ư c lư ng,...

3. Tng quan v chính sách tin t, tài khóa, cán cân thanh toán, và

thc trng v s phát trin ca các th trư ng tài chính, tin t t nhng năm

1990 n nay, qua ó làm rõ lý do la chn bin s gii thích cu tin Vit

Nam.

4. Phân tích c th thc trng thc thi CSTT ca Vit Nam t năm

1990 và làm rõ ư c nhng tn ti trong iu hành CSTT ca NHNN.

5. Lun án ã ư c lư ng ư c hàm cu tin M1 cho nn kinh t Vit

N i i 1994 2006 à M2 h i i 2000 2006 b i á d



170

NH NG CÔNG TRÌNH CA TÁC GI Ã CÔNG B

LIÊN QUAN N LUN ÁN

A. Bài ăng tp chí ting Vit:1. Hà Quỳnh Hoa (2008), "Tng quan v nghiên cu nh lư ng cu tin

mt s nư c trên th gi i và bài hc cho nghiên cu cu tin Vit

Nam", T p chí Kinh t & Phát tri n, S c san 3/2008, trang 43- 46.

2. Trn Th t và Hà Quỳnh Hoa (2007), "Ư c lư ng cu tin ca Vit Nam

i i 2000 2006 b ô hì h é t " T hí Ki h t & Phát



giai on 2000- 2006 bng mô hình véc tơ ", T p chí Kinh t & Phát

tri n, S c san 12/2007, trang 52- 56.

3. Hà Quỳnh Hoa (2007), "ô la hóa: Mt cn tr i v i mc tiêu iu hành

chính sách tin t Vit Nam", T p chí Kinh t & Phát tri n, s 121,

7/2007, trang 48- 49.

4. Hà Quỳnh Hoa (ng tác gi) (2006), "Hiu qu k thut, hiu qu phân

b, hiu qu chi phí ca ngân hàng Nông nghip phát trin nông thôn

Vit Nam: cách tip cn phi tham s", T p chí Kinh t & Phát tri n, s

113, 11/2006, trang 42-44.

B. Bài ăng tp chí ting Anh:

1. Ha Quynh Hoa (2007), "Dolarization: An obstacle to the target of

controlling monetary policy in Vietnam", Journal of Economics and

Development , Vol. 28, December 2007.

2. Tran Tho at và Ha Quynh Hoa (2002), "Demand for money in the period

171

DANH MC TÀI LIU THAM KHO

A. TÀI LIU BNG TING VIT

1. CIEM (2002), Kh nă ng chu ng thâm ht cán cân thanh toán vãng lai

ca Vit Nam, NXB Lao ng- Xã hi.

2. CIEM (2005, 2006), Kinh t Vit Nam, Vin Nghiên cu và Qun lý Kinh

t Trung Ươ ng.

3. ng cng sn Vit Nam (2001), V ă n kin i hi i bi u toàn qu c ln



g g ( ), q

th IX, NXB Chính tr quc gia, Hà ni.

4. David Begg (1995), Kinh t hc, Nxb Giáo dc, Hà ni.

5. tài trng im cp ngành (2005), Hoàn thin CSTT và gii pháp i u

hành ph i h p v i các CS kinh t vĩ mô khác nh m m bo n nh và

phát tri n kinh t giai on 2000-2020, NHNN.

6. tài nghiên cu khoa hc (2006), Qun lý cán cân thanh toán Vit Nam

trong ti n trình hi nh p kinh t qu c t , NHNN.

7. tài trng im cp ngành, Nâng cao nă ng l c cnh tranh ca h th ng NHTM VN trong i u kiên hi nh p kinh t khu v c và qu c t , NHNN.

8. Fredric S. Mishkin (1997), Ti n t , ngân hàng và th tr ư ng tài chính,

NXB Khoa hc K thut.

9. Hi ng Chính Ph (1981), Quy t nh s 224/CP ngày 29-5-1981 v

T ă ng cư ng công tác tín d ng, ti n t , thanh toán ca Ngân hàng Nhà

172

12. Lê Văn T (2003), Ti n t và ngân hàng, , NXB Thng kê.

13. N. Gregory Mankiw (1999), Kinh t vĩ mô, NXB Thng kê.

14. Nguyn i Lai (2006), M t vài bình lun v quan i m phi ôla hóa và

qun lý ngoi h i có hiu qu trong n n kinh t th tr ư ng, hi nh p

Vit Nam, V Chin lư c PTNH, NHNN VN.

15. Nguyn ình T (2004), Nâng cao hiu qu trong vic phát tri n và qun

lý th tr ư ng tài chính Vit Nam.

16. Nguyn Minh Kiu, C i t h th ng ngân hàng Vit Nam, Chươ ng trình



g y gFullbright, TP H Chí Minh.

17. Nguyn Quang Dong (2002), Kinh t lư ng (chươ ng trình nâng cao),

Khoa toán Kinh t, i hc Kinh t Quc dân.

18. Ngân hàng Nhà nư c (1990 n 2006), Báo cáo thư ng niên, Hà Ni.19. Ngân hàng Nhà nư c (12/2004), Nh ng v n cơ bn v Tài chính- Ti n

t ca Vit Nam giai on 2000-2010 (Tài liu hi tho khoa hc).

20. Ngân hàng Nhà nư c (1981), 30 nă m Ti n t -tín d ng – Ngân hàng 1951-

1981

21. Ngân hàng Nhà nư c (2006), T ă ng cư ng hiu qu ph i h p gi a Chính

sách ti n t và Chính sách tài khóa Vit Nam, NXB Văn hóa Thông

tin.

22. Ngân hàng Nhà nư c (2006), Vai trò ca h th ng ngân hàng trong 20

nă m i m i Vit Nam, NXB Văn hóa Thông tin.

173

24. Th tư ng Chính ph (2006), Quyt nh s 112/2006/Q- TTg, Quy t

nh v vic phê duyt án Phát tri n Ngân hàng Vit Nam n nă m

2010 và nh hư ng n nă m 2020, ngày 24/5/2006, Hà ni.

25. Tô Ánh Dươ ng (2006), Xu hư ng ti n g i ngoi t và v n ôla hóa

Vit Nam, V chin lư c phát trin NH, NHNN VN.

26. Văn phòng quc hi (1990), Pháp lnh NHNN Vit Nam.

27. Võ Trí Thành (2004), Th tr ư ng tài chính Vit Nam: Th c tr ng và tác

ng ca vic Vit Nam gia nh p WTO, Vin Nghiên cu & Qun lýKi h t T Ư NXB Tài hí h



Kinh t Trung Ươ ng, NXB Tài chính.

B. TÀI LIU BNG TING ANH

1. Arize, Augustine C. (1994), "A Re-Examination of the Demand for Money

in Small Developing Economies", Applied Economics, Vol. 26(March), pp. 217-28.

2. Asilis, Carlos M., Patrick Honohan, and Paul D. McNelis (1993), "Money

Demand During Hyperinflation and Stabilization: Bolivia, 1980–1988",

Economic Inquiry, Vol. 31 (April), pp. 262–73.

3. Baba, Yoshihisa, David F. Hendry, and Ros M. Starr (1992), "The demand

for M1 in the U.S.A.,1960-1988", Review of Economic Studies, Vol. 59

(January), pp. 25-61.

4. Bahmani-Oskooee, Mohsen (1996), "The Black Market Exchange Rate

and Demand for Money in Iran", Journal of Macroeconomics, Vol. 18

i 6

174

7. Cannan, E. (1921), "The application of the theoretical apparatus of supply

and demand to units of currency" , Economic journal, December.

8. Carr, Jack and Michael R. Darby (1981), "The role of money supply

shocks in the short-run Demand for money", Journal of monetary

economics, Vol. 8, N0. 2, September, pp. 183-99.

9. Choi and Saikkonen (2004), Testing for non linear cointergration, E-mail:

[email protected], [email protected].

10. Choi and Saikkonen, Testing linearity in cointergrating SmoothT iti i E mail: inchoi@ust hk



Transition regressions, E-mail: [email protected].

11. Choudhry, Taufiq (1995), "Long-Run Money Demand Function in

Argentina During 1935–1962: Evidence from Cointegration and Error

Correction Models", Applied Economics, Vol. 27 (August), pp. 661-67.

12. Chow, Gregory C. (1966), "On the long-run and Short-run demand for

money, Journal of political economy", Vol. 74, N0. 2, pp. 111-31.

13. Chowdhury, Abdur R. (1995), "The Demand for Money in a Small Open

Economy: The Case of Switzerland", Open Economies Review, Vol. 6

(April), pp. 131-44.

14. Cuthbertson, Keith, and Mark P. Taylor (1987), Buffer-Stock Money: An

Appraisal, in The Operation and Regulation of Financial Markets, ed.

by Charles A.E. Goodhart, David A. Currie, and David T. Llewellyn

(London: The Macmillan Press Ltd.).

15. Dang Chi Trung (2004), The demand for money in Vietnam, Thesis of

175

17. Dekle, Robert, and Mahmood Pradhan (1997), Financial Liberalization

and Money Demand in ASEAN Countries: Implications for Monetary

Policy, IMF Working Paper 97/36 (Washington: International

Monetary Fund).18. Deutsche Bundesbank (1995), Demand for Money and Currency

Substitution in Europe, Monthly Report, Vol. 47 (January), pp. 33–49.

19. Dornbush R. and Fisher S. (1994), Marcroeconomics, 6th Edition,

Mc Graw.

20 Drake Leigh and K Alec Chrystal (1994) "Company Sector Money



20. Drake, Leigh, and K. Alec Chrystal (1994), Company-Sector Money

Demand: New Evidence on the Existence of a Stable Long-Run

Relationship for the United Kingdom", Journal of Money, Credit, and

Banking, Vol. 26 (August, Part 1), pp. 479-94.

21. Ericsson, Neil R. (1998), "Empirical Modeling of Money Demand",

Empirical Economics, Vol. 23, N0. 3, pp. 295–315.

22. Ericsson, Neil R., and Sunil Sharma (1998), "Broad Money Demand and

Financial Liberalization in Greece", Empirical Economics, Vol. 23, N0.

3, pp. 417–36.23. Fischer, Stanley (1975), "The demand for index bonds" , Journal of

Political Economy, Vol. 83, N0. 3, pp. 509-34.

24. Fisher, I. (1911), The purchasing power of money, New York, Macmillan.

25. Fisher, I. (1930), The theory of interest, New York, Macmillan.26 Friedman M (1956) The quantity theory of money: a restatemant in

176

Benjamin M. Friedman and Frank H. Hahn (New York: North-

Holland), pp. 300–56.

28. Granger, C.W.J. (1983), Cointegrated variables and Error correction

models, Discussion paper N0. 83-13, Department of Economics (SanDiego: University of California at San Diego)

29. Granger, C.W.J. (1986), Developments in the study of cointegrated

economic variables, Oxford Bulletin of Economics and Statistics, Vol.

48, N0. 3 (August), pp. 213-28.

30 Ha Quynh Hoa (2000) Demand for money in Vietnam Thesis of master



30. Ha Quynh Hoa (2000), Demand for money in Vietnam, Thesis of master

degree, MDE Hanoi.

31. Hafer R.W and Jansen Denins W. (1991), "The demand for money in the

United State: evidence from cointergration test", Journal of money

credit, and banking, Vol.23, N0 2 (May).

32. Hafer, R.W., and A.M. Kutan (1994), "Economic Reforms and Long-Run

Money Demand in China: Implications for Monetary Policy", Southern

Economic Journal, Vol. 60 (April), pp. 936–45.

33. Hansen, Henrik, and Søren Johansen (1993), Recursive Estimation in

Cointegrated VARModels, Institute of Economics Discussion Papers

No. 92 (Copenhagen: University of Copenhagen).

34. Hasza, D., and W. Fuller (1982), Testing for Nonstationary Parameter

Specifications in Seasonal Time Series Model, The Annals of Statistics,

Vol. 19, pp. 1209–16.

177

36. Hicks, J.R. (1935), "A suggestion for simplying the theory of money",

Economicca, Vol. 2, February 1935.

37. Hossain and Chowdhury (1996), Monetary and financial policies in

developing countries, Routledge, London.

38. Hossain, Akhtar (1994), The Search for a Stable Money Demand Function

for Pakistan: An Application of the Method of Cointegration, Pakistan

Development Review, Vol. 33 (Winter), pp. 969-81.

39. Huang, Lin, and Cheng (2001), "Evidence on nonlinear error correction inmoney demand: the case of Taiwan", Applied Economics, Vol. 33, pp.



money demand: the case of Taiwan , Applied Economics, Vol. 33, pp.

1727-36.

40. IMF (1998, 1999, 2000, 2001, 2002, 2003, 2004, 2005), Vietnam: selected

issues and Statistical Annex.

41. IMF (1999), Survey of literature on demand for money: theoretical and

empirical work with special reference to erro-correction models, IMF

working paper.

42. IMF (2006), Vietnam selected issues and statistical appendix 2005

43. Johansen, S. (1988), "Statistical analysis of cointegration vectors",

Journal of Economic Dynamic and Control, 12, pp. 231-254

44. Johansen, S. and Katarina Juselius (1990), Maximum likelihood

estimation and inference on cointegration- with applications to the

Demand for money, Oxford Bullentin of Economics and Statistics, Vol.52, N0. 2, May, pp. 169-210.

178

46. Jusoh, Mansor (1987), "Inflationary Expectations and the Demand for

Money in Moderate Inflation: Malaysian Evidence", Journal Ekonomi

Malaysia, Vol. 15 (June), pp. 3-14.

47. Karel Jansen (1995), Money and Banking , Unpublished

48. Keynes, J.M. (1936), Thegeneral theory of employment, interest, and

money, London, Macmillam

49. Khamis, May Y., and Alfredo M. Leone (1999), Can Currency Demand

Be Stable Under a Financial Crisis? The Case of Mexico, IMFWorking Paper 99/53 (Washington: International Monetary Fund).



g p ( g y )

50. Kwiatkowski, Denis, Peter C.B. Phillips, Peter Schmidt, and Yongcheol

Shin (1992), "Testing the Null Hypothesis of Stationarity Against the

Alternative of a Unit Root: How Sure Are We That Economic Time

Series Have a Unit Root?", Journal of Econometrics,

51. Laidler D. Ew (1993), Some econometric Issues, Chapter 9 in "the

demand for money" 4th Edition, Harper Cllins College Publishers,

pp.121

52. Lavington, F. (1921), The English capital market, London, Methuen.

53. Lee, Chen and Chang (2006), Testing linearity in cointergrating STR

model for the money demand function: international evidence from G-7

cuountries, www.ScienceDirect.com.

54. Lim, G.C. (1993), "The demand for the Components of Broad Money:erro-correction and Generalised Asset Adjustment Systems", Applied

179

56. Marshall, Alfred (1923), Money, credit, and commerce, London:

Macmillan.

57. McNown, Robert, and Myles S. Wallace (1992), "Cointegration Tests of a

Long-Run Relation Between Money Demand and the EffectiveExchange Rate", Journal of International Money and Finance, Vol. 11

(February), pp. 107-14.

58. Mehra, Yash P. (1993), "The Stability of the M2 Demand function:

Evidence from an Error- Correction Model", Journal of Money, Credit,

and Banking, Vol. 11 (February), pp. 107-14



59. Mehra, Yash P. (1993), "The Stability of the M2 Demand Function:

Evidence from an Error- Correction Model", Journal of Money, Credit,

and Banking, Vol. 25, Part 1 (August), pp. 455-60.

60. Mill, John S. (1848), Principles of Political Economy, London: John W.

Parker.

61. Miller, Stephen M. (1991), "Monetary Dynamics: An Application of

Cointegration and Error- Correction Modeling", Journal of Money,

Credit, and Banking, Vol. 23 (May), pp. 139-54.62. Miller, Stephen M. (1991), "Money Dynamics: An application of

Cointergration and Error- Correction Modeling", Journal of Money,

Credit, and Banking, Vol. 23 (May), pp. 139-54.

63. Mohsin S.Khan (2002), Inflation, Financial Deepening and economic

growth, IMF.



181

75. Sargent, T.J. (1987), Dynamic macroeconomic theory, Harvard University

Press.

76. Sriram (1993), The Demand for Money: Theories, Evidence, and

Problems, 4th ed, HarperCollins College Publishers, New York.

77. Sriram (2000), The demand for money in Malaysia, Southern Economist

Publication.

78. Sriram and Steven S. Shwiff (1993), "Cointegration, Real Exchange Rate

and Modelling the Demand for Broad Money in Japan", Applied Economics, Vol. 25 (June), pp. 717–26.



79. Sriram, Subramanian S. (1999), Demand for M2 in an Emerging-Market

Economy: An Error- Correction Model for Malaysia, IMF Working

Paper 99/173 (Washington: International Monetary Fund).

80. Sriram, Subramanian S. (1999), Survey of Literature on Demand for

Money: Theoretical and Empirical Work with Special Reference to

Error-Correction Models, IMF Working Paper 99/64 (Washington:

International Monetary Fund).

81. Sriram, Subramanian S. (2000), The Demand for Money in Malaysia: A

Study of M2, Bangalore, India: Southern Economist.

82. Suiwah Leung and Vo Tri Thanh (1996), Vietnam in the 1980s: Prices

reforms and Stabilization, Offprint of "Banca Nazionale del Lavoro

Quarterly Review", No. 197- June 1996.

83. Tan, Eu Chye (1997), "Money Demand Amid Financial Sector

182

84. Taufiq Choudhry (1995), "High inflation rates ang the long-run money

demand funtion: Evidence from ciontegration Tests", Journal of

Macroeconomics, Winter 1995, vol 17, N0 1, pp 77-91

85. Terasvirta, T. (1994), "Specification, estimation, and evaluation of smoothtransition autogressive models", Journal of the American Statistical

Association, pp. 208-18

86. Tobin, J. (1956), The interest- elasticity of transaction demand for money,

The review of Economics and Staistics, Vol. 38 (August).

87. Tobin, J. (1958), Liquidity preference as behavior toward risk, Review of



Economic studies, February.

88. Tran Tho Dat (1994), The demand for money in Canada, Research Essay,

National Center for Development Studies, The Australian National

University.

89. Tseng, Wanda, and Robert Corker (1991), Financial Liberalization,

Money Demand, and Monetary Policy in Asian Countries, IMF

Occasional Paper No. 84 (Washington: International Monetary Fund).

90. Tseng, Wanda, Hoe Ee Khor, Kalpana Kochhar, Dubravko Mihaljek, andDavid Burton (1994), Economic Reforms in China: A New Phase, IMF

Occasional Paper No. 114 (Washington: International Monetary Fund).

91. Wallace, N. (1988), "A suggestion for oversimplifing the theory of

money", Economic Journal (supplement), Vol. 98, March, pp. 25-36

92. Wicksell, K. (1906), Lectures on political economy, translation by E.

183

93. Youngsoo Bae, Vikas Kakkar and Masao Ogaki (2006), "Money demand

in Japan and nonlinear cointergration", Journal of money, credit, and

banking, Vol. 38, N0. 6, September.

94. Zarembka, P. (1968), "Functional form in Demand for money", Journal of

American Statistical Association, Vol. 63, pp. 502-11.



184

PH LC

Ph lc 1. Kt qu kim nh nghim ơ n v ca các bin trong hàm cu

tin M1

ADF Test Statistic -0.118433 1% Critical Value* -3.47465% Critical Value -2.880610% Critical Value -2.5768

*MacKinnon critical values for rejection of hypothesis of a unit root.Augmented Dickey-Fuller Test EquationDependent Variable: D(LIP)Method: Least SquaresSample(adjusted): 1994:06 2006:12Included observations: 151 after adjusting endpoints

Variable Coefficient Std Error t Statistic Prob



Variable Coefficient Std. Error t-Statistic Prob.

LIP(-1) -0.002359 0.019921 -0.118433 0.9059D(LIP(-1)) -0.960726 0.083042 -11.56918 0.0000D(LIP(-2)) -0.688047 0.111302 -6.181822 0.0000D(LIP(-3)) -0.379162 0.110860 -3.420197 0.0008D(LIP(-4)) -0.253543 0.082789 -3.062514 0.0026

C 0.039523 0.019473 2.029696 0.0442

R-squared 0.516141 Mean dependent var 0.012503Adjusted R-squared 0.499456 S.D. dependent var 0.174226S.E. of regression 0.123264 Akaike info criterion -1.310058Sum squared resid 2.203120 Schwarz criterion -1.190166Log likelihood 104.9094 F-statistic 30.93484Durbin-Watson stat 2.078518 Prob(F-statistic) 0.000000

ADF Test Statistic -24.79867 1% Critical Value* -3.47385% Critical Value -2.8802

10% Critical Value -2.5766

*MacKinnon critical values for rejection of hypothesis of a unit root.Augmented Dickey-Fuller Test EquationDependent Variable: D(LIP,2)Method: Least SquaresSample(adjusted): 1994:03 2006:12Included observations: 154 after adjusting endpoints


D(LIP(-1)) -1.602611 0.064625 -24.79867 0.0000

C 0.020119 0.011178 1.799933 0.0739

R-squared 0.801819 Mean dependent var 0.001429

185

*MacKinnon critical values for rejection of hypothesis of a unit root.

Augmented Dickey-Fuller Test EquationDependent Variable: D(LNM1R)Method: Least Squares

Sample(adjusted): 1994:06 2006:12Included observations: 151 after adjusting endpoints


LNM1R(-1) -0.000925 0.004634 -0.199522 0.8421D(LNM1R(-1)) 0.049062 0.083209 0.589630 0.5564D(LNM1R(-2)) -0.072055 0.083097 -0.867121 0.3873D(LNM1R(-3)) 0.068159 0.082997 0.821216 0.4129D(LNM1R(-4)) 0.022617 0.083318 0.271452 0.7864

C 0.021423 0.049897 0.429339 0.6683

R-squared 0.012235 Mean dependent var 0.012298Adjusted R-squared -0.021825 S.D. dependent var 0.036936S.E. of regression 0.037337 Akaike info criterion -3.698758S d id 0 202134 S h i i 3 578866



Sum squared resid 0.202134 Schwarz criterion -3.578866Log likelihood 285.2562 F-statistic 0.359221Durbin-Watson stat 1.994817 Prob(F-statistic) 0.875618

ADF Test Statistic -11.83560 1% Critical Value* -3.47385% Critical Value -2.8802

10% Critical Value -2.5766*MacKinnon critical values for rejection of hypothesis of a unit root.

Augmented Dickey-Fuller Test EquationDependent Variable: D(LNM1R,2)Method: Least SquaresSample(adjusted): 1994:03 2006:12Included observations: 154 after adjusting endpoints


D(LNM1R(-1)) -0.960235 0.081131 -11.83560 0.0000C 0.011815 0.003116 3.791812 0.0002

R-squared 0.479597 Mean dependent var 0.000286Adjusted R-squared 0.476173 S.D. dependent var 0.050747S.E. of regression 0.036729 Akaike info criterion -3.757614Sum squared resid 0.205048 Schwarz criterion -3.718173Log likelihood 291.3363 F-statistic 140.0814Durbin-Watson stat 1.984611 Prob(F-statistic) 0.000000



187



Augmented Dickey-Fuller Test EquationDependent Variable: D(GER)Method: Least SquaresSample(adjusted): 1994:07 2006:12Included observations: 150 after adjusting endpoints


GER(-1) -1.096278 0.161365 -6.793795 0.0000D(GER(-1)) 0.368495 0.141029 2.612902 0.0099D(GER(-2)) 0.163110 0.125976 1.294773 0.1975

D(GER(-3)) 0.249363 0.100065 2.492009 0.0138D(GER(-4)) 0.150265 0.082233 1.827302 0.0697

C 0.033594 0.010179 3.300203 0.0012



R-squared 0.433415 Mean dependent var 8.00E-05Adjusted R-squared 0.413742 S.D. dependent var 0.142496S.E. of regression 0.109105 Akaike info criterion -1.553826Sum squared resid 1.714176 Schwarz criterion -1.433400Log likelihood 122.5369 F-statistic 22.03087Durbin-Watson stat 1.979020 Prob(F-statistic) 0.000000



Augmented Dickey-Fuller Test Equation

Dependent Variable: D(GER,2)Method: Least SquaresSample(adjusted): 1994:04 2006:12Included observations: 153 after adjusting endpoints


D(GER(-1)) -1.278408 0.078010 -16.38776 0.0000C 6.62E-05 0.010995 0.006022 0.9952

R-squared 0.640098 Mean dependent var 0.000542Adjusted R-squared 0.637715 S.D. dependent var 0.225947

S.E. of regression 0.135998 Akaike info criterion -1.139370Sum squared resid 2.792806 Schwarz criterion -1.099757Log likelihood 89.16182 F-statistic 268.5587

188

Ph lc 2. Kt qu kim nh ng tích h p (M1)

Sample(adjusted): 1994:09 2006:12Included observations: 148 after adjusting endpointsTrend assumption: Linear deterministic trendSeries: LNM1R LIP ANINFE GER

Lags interval (in first differences): 1 to 6

Unrestricted Cointegration Rank Test

Hypothesized Trace 5 Percent 1 PercentNo. of CE(s) Eigenvalue Statistic Critical Value Critical Value

None ** 0.202514 56.21741 47.21 54.46At most 1 0.105504 22.72642 29.68 35.65At most 2 0.041071 6.225099 15.41 20.04At most 3 0.000124 0.018304 3.76 6.65

*(**) denotes rejection of the hypothesis at the 5%(1%) levelTrace test indicates 1 cointegrating equation(s) at both 5% and 1% levels

H th i d M Ei 5 P t 1 P t



Hypothesized Max-Eigen 5 Percent 1 PercentNo. of CE(s) Eigenvalue Statistic Critical Value Critical Value


*(**) denotes rejection of the hypothesis at the 5%(1%) levelMax-eigenvalue test indicates 1 cointegrating equation(s) at both 5% and 1% levels

Unrestricted Cointegrating Coefficients (normalized by b'*S11*b=I):

LNM1R LIP ANINFE GER8.154082 -9.093210 30.79347 31.09066

-1.647887 2.123860 19.40473 -8.128656-8.659193 11.34475 -6.231606 5.9068690.776531 1.028176 2.803847 -1.931863

Unrestricted Adjustment Coefficients (alpha):

D(LNM1R) -0.008766 -0.002331 0.001128 0.000254D(LIP) 0.009892 0.008085 -0.014678 0.000904

D(ANINFE) 0.000591 -0.001996 -0.000477 -1.06E-05D(GER) -0.028527 0.005923 -0.011870 -0.000380

1 Cointegrating Equation(s): Log likelihood 1103.964

Normalized cointegrating coefficients (std.err. in parentheses)

LNM1R LIP ANINFE GER1.000000 -1.115173 3.776448 3.812895

(0 05043) (0 64170) (0 60512)



190

Ph lc 3. Kt qu ư c lư ng mô hình VECM (M1)

Vector Error Correction EstimatesSample(adjusted): 1994:09 2006:12Included observations: 148 after adjusting endpointsStandard errors in ( ) & t-statistics in [ ]

Cointegrating Eq: CointEq1

LNM1R(-1) 1.000000

LIP(-1) -1.115173(0.05043)[-22.1131]

ANINFE(-1) 3.776448(0.64170)

[ 5.88511]

GER(-1) 3.812895(0.60512)[ 6 30109]



[ 6.30109]

C -10.17193

Error Correction: D(LNM1R) D(LIP) D(ANINFE) D(GER)

CointEq1 -0.071477 0.080662 0.004822 -0.232612(0.02222) (0.08371) (0.00498) (0.06659)[-3.21644] [ 0.96363] [ 0.96727] [-3.49327]

D(LNM1R(-1)) -0.057063 0.321431 -0.003386 0.432823(0.08879) (0.33446) (0.01992) (0.26606)[-0.64266] [ 0.96104] [-0.17000] [ 1.62676]

D(LNM1R(-2)) -0.025533 -0.006667 -0.000546 0.470150(0.08728) (0.32875) (0.01958) (0.26152)[-0.29256] [-0.02028] [-0.02789] [ 1.79777]

D(LNM1R(-3)) 0.180109 0.526398 -0.019819 -0.057728(0.08489) (0.31974) (0.01904) (0.25436)[ 2.12179] [ 1.64631] [-1.04082] [-0.22696]

D(LNM1R(-4)) 0.074824 0.206393 0.016911 -0.423898(0.08401) (0.31645) (0.01885) (0.25174)[ 0.89064] [ 0.65221] [ 0.89738] [-1.68388]

D(LNM1R(-5)) -0.035192 0.135512 0.012293 0.057981(0.08182) (0.30819) (0.01835) (0.24517)[-0.43013] [ 0.43970] [ 0.66982] [ 0.23650]

191

(0.03829) (0.14424) (0.00859) (0.11475)[-4.25043] [-5.46621] [-0.05745] [-1.47743]

D(LIP(-3)) -0.231450 -0.582378 0.001430 -0.029553(0.04123) (0.15530) (0.00925) (0.12354)[-5.61368] [-3.74995] [ 0.15466] [-0.23921]

D(LIP(-4)) -0.168377 -0.554147 -0.003215 0.132979(0.04430) (0.16687) (0.00994) (0.13275)[-3.80080] [-3.32084] [-0.32350] [ 1.00176]

D(LIP(-5)) -0.105552 -0.324482 -0.009239 0.215467(0.04114) (0.15498) (0.00923) (0.12329)[-2.56539] [-2.09365] [-1.00100] [ 1.74764]

D(LIP(-6)) -0.010964 -0.066058 -0.013127 0.098542(0.02830) (0.10659) (0.00635) (0.08479)

[-0.38745] [-0.61975] [-2.06807] [ 1.16218]

D(ANINFE(-1)) 0.362277 0.278574 0.485533 -2.078891(0.40245) (1.51595) (0.09028) (1.20594)[ 0 90017] [ 0 18376] [ 5 37825] [ 1 72387]



[ 0.90017] [ 0.18376] [ 5.37825] [-1.72387]

D(ANINFE(-2)) 0.011476 0.576008 -0.027007 3.458911(0.43970) (1.65626) (0.09863) (1.31756)[ 0.02610] [ 0.34778] [-0.27381] [ 2.62524]

D(ANINFE(-3)) 0.113032 -1.929790 0.041222 2.993996(0.43734) (1.64738) (0.09810) (1.31049)[ 0.25845] [-1.17143] [ 0.42019] [ 2.28464]

D(ANINFE(-4)) 0.062307 0.319885 0.140336 0.432383(0.44563) (1.67860) (0.09996) (1.33533)[ 0.13982] [ 0.19057] [ 1.40388] [ 0.32380]

D(ANINFE(-5)) -0.144189 1.652708 -0.041593 -0.101606(0.44817) (1.68817) (0.10053) (1.34294)

[-0.32173] [ 0.97899] [-0.41372] [-0.07566]

D(ANINFE(-6)) 0.329393 -0.213198 -0.043528 -0.009965(0.42037) (1.58344) (0.09430) (1.25963)[ 0.78358] [-0.13464] [-0.46161] [-0.00791]

D(GER(-1)) 0.235388 -0.266739 -0.015062 0.060598(0.07460) (0.28101) (0.01673) (0.22354)[ 3.15526] [-0.94922] [-0.90005] [ 0.27108]

D(GER(-2)) 0.213179 -0.249235 -0.018540 -0.064386(0.06333) (0.23854) (0.01421) (0.18976)[ 3 36636] [-1 04485] [-1 30514] [-0 33931]

192

D(GER(-5)) 0.068677 -0.116266 -0.009397 -0.242905(0.03683) (0.13875) (0.00826) (0.11038)[ 1.86446] [-0.83796] [-1.13724] [-2.20072]

D(GER(-6)) 0.029458 -0.088849 -0.010323 -0.298797(0.02798) (0.10538) (0.00628) (0.08383)[ 1.05294] [-0.84311] [-1.64485] [-3.56425]

C 0.020645 0.032457 0.000120 -0.006173(0.00396) (0.01491) (0.00089) (0.01186)[ 5.21498] [ 2.17663] [ 0.13472] [-0.52039]

R-squared 0.343804 0.580995 0.389105 0.601939Adj. R-squared 0.209338 0.495133 0.263922 0.520370Sum sq. resids 0.134106 1.902787 0.006748 1.204128S.E. equation 0.033155 0.124886 0.007437 0.099347F-statistic 2.556806 6.766629 3.108281 7.379439Log likelihood 308.4659 112.1852 529.6804 146.0449

Akaike AIC -3.817107 -1.164664 -6.806491 -1.622228Schwarz SC -3.290570 -0.638127 -6.279954 -1.095691Mean dependent 0.012392 0.012541 -0.000111 -9.46E-05S.D. dependent 0.037286 0.175763 0.008669 0.143451



Determinant Residual Covariance 8.45E-12Log Likelihood 1103.964Log Likelihood (d.f. adjusted) 1046.780Akaike Information Criteria -12.68621Schwarz Criteria -10.49906

193

Ph lc 4. Kt qu kim nh ngoi sinh yu (M1)


Cointegration Restrictions:A(1,1)=0

Convergence achieved after 20 iterations.Not all cointegrating vectors are identifiedLR test for binding restrictions (rank = 1):Chi-square(1) 10.55521Probability 0.001159

A(2,1)=0Convergence achieved after 9 iterations.Not all cointegrating vectors are identifiedLR test for binding restrictions (rank = 1):Chi-square(1) 0.992679Probability 0.319088

Cointegration Restrictions:




Convergence achieved after 6 iterations.Not all cointegrating vectors are identifiedLR test for binding restrictions (rank = 1):Chi-square(1) 0.638651

Probability 0.424200Cointegration Restrictions:



A(1,1)=0,A(2,1)=0,A(3,1)=0Convergence achieved after 5 iterations.Not all cointegrating vectors are identifiedLR test for binding restrictions (rank = 1):Chi-square(3) 14.55478Probability 0.002240

Cointegration Restrictions:A(4,1)=0,A(2,1)=0,A(3,1)=0

Convergence achieved after 5 iterations.Not all cointegrating vectors are identified

LR test for binding restrictions (rank = 1):Chi-square(3) 14.43134P b bilit 0 002373

194

Ph lc 5. Kt qu ư c lư ng mô hình ECM (M1)

Coefficient Std. Error t-Statistic Prob.

C(1) 0.042441 0.010298 4.121385 0.0001C(2) -0.162898 0.089800 -1.814005 0.0710

C(3) -0.059883 0.089174 -0.671529 0.5026C(4) 0.113916 0.090250 1.262216 0.2082C(5) 0.152522 0.090890 1.678084 0.0947C(6) 0.021436 0.087802 0.244135 0.8073C(7) -0.022962 0.028425 -0.807811 0.4200C(8) -0.058700 0.035553 -1.651059 0.1001C(9) -0.123848 0.038519 -3.215252 0.0015C(10) -0.099405 0.035751 -2.780481 0.0059C(11) -0.059372 0.025019 -2.373099 0.0185C(12) 0.254860 0.339943 0.749714 0.4542

C(13) -0.103951 0.366248 -0.283828 0.7768C(14) -0.089448 0.373796 -0.239295 0.8111C(15) 0.053197 0.385323 0.138057 0.8903C(16) -0.401145 0.360192 -1.113697 0.2666C(17) 0.134602 0.057585 2.337423 0.0203



C(17) 0.134602 0.057585 2.337423 0.0203C(18) 0.116251 0.049123 2.366516 0.0188C(19) 0.093613 0.041046 2.280665 0.0235C(20) 0.072181 0.032534 2.218652 0.0275C(21) 0.016279 0.025401 0.640873 0.5222C(22) -0.038263 0.018532 -2.064653 0.0401

C(23) 0.015650 0.007404 2.113648 0.0356C(24) -0.010281 0.006739 -1.525681 0.1285C(25) -0.016724 0.012621 -1.325088 0.1865C(26) -0.086467 0.012878 -6.714489 0.0000C(27) -0.042306 0.014868 -2.845470 0.0048C(28) -0.041042 0.014930 -2.748862 0.0065C(29) -0.048878 0.014387 -3.397468 0.0008C(30) -0.035201 0.014828 -2.373901 0.0184C(31) -0.031747 0.015318 -2.072449 0.0393C(32) -0.024176 0.013442 -1.798469 0.0734

C(33) -0.031793 0.012362 -2.571865 0.0108C(34) -0.016135 0.012205 -1.322004 0.1875C(35) -0.019430 0.012416 -1.564922 0.1190C(36) 0.049539 0.036635 1.352215 0.1776C(37) -0.068868 0.319470 -0.215568 0.8295C(38) -0.149069 0.317243 -0.469891 0.6389C(39) -0.536418 0.321072 -1.670708 0.0962C(40) -0.782174 0.323349 -2.418978 0.0163C(41) 0.001327 0.312362 0.004249 0.9966C(42) -0.386542 0.101125 -3.822431 0.0002

C(43) -0.323706 0.126481 -2.559319 0.0111C(44) -0.083095 0.137034 -0.606383 0.5449C(45) 0 034001 0 127187 0 267329 0 7895

195

C(55) 0.332284 0.115741 2.870936 0.0045C(56) 0.106208 0.090366 1.175312 0.2411C(57) -0.454329 0.065930 -6.891085 0.0000C(58) -0.019409 0.026341 -0.736860 0.4620C(59) 0.015420 0.023974 0.643196 0.5207C(60) 0.083476 0.044900 1.859165 0.0643C(61) 0.051194 0.045813 1.117454 0.2650C(62) -0.022756 0.052894 -0.430216 0.6674C(63) -0.051721 0.053116 -0.973730 0.3312C(64) -0.044976 0.051181 -0.878758 0.3805C(65) -0.092578 0.052753 -1.754931 0.0806C(66) -0.073907 0.054497 -1.356180 0.1764C(67) -0.016757 0.047822 -0.350405 0.7264C(68) -0.037794 0.043978 -0.859378 0.3910C(69) -0.059954 0.043419 -1.380813 0.1687C(70) 0.046163 0.044172 1.045083 0.2971

Determinant residual covariance 4.48E-06

Equation1:R-squared 0.561930 Mean dependent var 0.012369Adjusted R-squared 0.431278 S.D. dependent var 0.037161S.E. of regression 0.028025 Sum squared resid 0.089533



Durbin-Watson stat 1.980233Equation2:

R-squared 0.625455 Mean dependent var 4.70E-05Adjusted R-squared 0.513748 S.D. dependent var 0.142976S.E. of regression 0.099700 Sum squared resid 1.133160Durbin-Watson stat 1.976652

196

Ph lc 6: Mô t các dãy s th i gian s dng trong ư c lư ng cu tin

M1 và M2 bng hình v

-0.4

0.0

0.4

0.8

1.2

1.6

2.0

1994 1996 1998 2000 2002 2004 2006

LIP

-.8

-.6

-.4

-.2

.0

.2

.4

.6

.8

1994 1996 1998 2000 2002 2004 2006

DLIP

11 2

11.6

12.0

.05

.10

.15



9.6

10.0

10.4

10.8

11.2

1994 1996 1998 2000 2002 2004 2006

LNM1R

-.15

-.10

-.05

.00

1994 1996 1998 2000 2002 2004 2006

DLNM1R

-.04

.00

.04

.08

.12

.16

.20

1994 1996 1998 2000 2002 2004 2006

ANINFE

-.04

-.03

-.02

-.01

.00

.01

.02

.03

1994 1996 1998 2000 2002 2004 2006

DANINFE

0.2

0.4

0.6

0.8

1.0

0 0

0.4

0.8

1.2

197

3.2

3.6

4.0

4.4

4.8

5.2

5.6

6.0

6.4

20 00 20 01 2002 2003 2004 200 5 2 006

TPKB

-1.2

-0.8

-0.4

0.0

0.4

0.8

2000 2001 2002 20 03 20 04 2005 2 006

DTPKB



198

Ph lc 7. Kim nh nghim ơ n v ca ca các chui s liu trong hàm

cu tin M2

ADF Test Statistic -1.661018 1% Critical Value* -3.5142

5% Critical Value -2.898110% Critical Value -2.5860

*MacKinnon critical values for rejection of hypothesis of a unit root.Augmented Dickey-Fuller Test EquationDependent Variable: D(TPKB)Method: Least SquaresSample(adjusted): 2000:06 2006:12Included observations: 79 after adjusting endpoints


TPKB(-1) -0.097573 0.058743 -1.661018 0.1010D(TPKB(-1)) 0.428034 0.116546 3.672673 0.0005D(TPKB(-2)) 0.107485 0.128801 0.834511 0.4067D(TPKB(-3)) 0.199956 0.129734 1.541276 0.1276D(TPKB(-4)) -0.015613 0.133295 -0.117132 0.9071



( ( )) 0 0 56 3 0 33 95 0 3 0 90C 0.543426 0.336644 1.614245 0.1108

R-squared 0.210555 Mean dependent var -0.026582Adjusted R-squared 0.156483 S.D. dependent var 0.222099S.E. of regression 0.203983 Akaike info criterion -0.268653Sum squared resid 3.037451 Schwarz criterion -0.088695Log likelihood 16.61181 F-statistic 3.894001Durbin-Watson stat 1.999852 Prob(F-statistic) 0.003486


*MacKinnon critical values for rejection of hypothesis of a unit root.Augmented Dickey-Fuller Test EquationDependent Variable: D(TPKB,2)Method: Least SquaresSample(adjusted): 2000:03 2006:12Included observations: 82 after adjusting endpoints


D(TPKB(-1)) -0.606213 0.102762 -5.899220 0.0000C -0.019491 0.022758 -0.856455 0.3943

R-squared 0.303141 Mean dependent var -0.000122

Adjusted R-squared 0.294430 S.D. dependent var 0.242775S.E. of regression 0.203926 Akaike info criterion -0.318028Sum squared resid 3 326875 Schwarz criterion -0 259328

199


*MacKinnon critical values for rejection of hypothesis of a unit root.Augmented Dickey-Fuller Test EquationDependent Variable: D(LIP)

Method: Least SquaresSample(adjusted): 2000:06 2006:12Included observations: 79 after adjusting endpoints


LIP(-1) -0.025035 0.059629 -0.419838 0.6758D(LIP(-1)) -0.944242 0.125265 -7.537969 0.0000D(LIP(-2)) -0.616068 0.162769 -3.784934 0.0003D(LIP(-3)) -0.301001 0.161053 -1.868955 0.0656D(LIP(-4)) -0.218726 0.118801 -1.841108 0.0697

C 0.067450 0.075590 0.892311 0.3752R-squared 0.524597 Mean dependent var 0.013304Adjusted R-squared 0.492035 S.D. dependent var 0.215256S.E. of regression 0.153417 Akaike info criterion -0.838409Sum squared resid 1.718175 Schwarz criterion -0.658451



qLog likelihood 39.11716 F-statistic 16.11077Durbin-Watson stat 2.069637 Prob(F-statistic) 0.000000


*MacKinnon critical values for rejection of hypothesis of a unit root.Augmented Dickey-Fuller Test EquationDependent Variable: D(LIP,2)Method: Least SquaresSample(adjusted): 2000:03 2006:12Included observations: 82 after adjusting endpoints


D(LIP(-1)) -1.625066 0.087018 -18.67514 0.0000C 0.022100 0.018358 1.203850 0.2322

R-squared 0.813416 Mean dependent var 0.002817Adjusted R-squared 0.811084 S.D. dependent var 0.381857S.E. of regression 0.165972 Akaike info criterion -0.729902Sum squared resid 2.203749 Schwarz criterion -0.671201Log likelihood 31.92597 F-statistic 348.7610

Durbin-Watson stat 2.457230 Prob(F-statistic) 0.000000

200


*MacKinnon critical values for rejection of hypothesis of a unit root.Augmented Dickey-Fuller Test EquationDependent Variable: D(LNM2R)

Method: Least SquaresSample(adjusted): 2000:06 2006:12Included observations: 79 after adjusting endpoints


LNM2R(-1) -0.005056 0.005922 -0.853868 0.3960D(LNM2R(-1)) -0.110902 0.115428 -0.960789 0.3398D(LNM2R(-2)) -0.138270 0.112657 -1.227358 0.2236D(LNM2R(-3)) 0.197763 0.113147 1.747839 0.0847D(LNM2R(-4)) -0.003016 0.115382 -0.026140 0.9792

C 0.078790 0.073742 1.068461 0.2888R-squared 0.088897 Mean dependent var 0.015949Adjusted R-squared 0.026493 S.D. dependent var 0.017802S.E. of regression 0.017565 Akaike info criterion -5.172922Sum squared resid 0.022522 Schwarz criterion -4.992964



qLog likelihood 210.3304 F-statistic 1.424531Durbin-Watson stat 1.991790 Prob(F-statistic) 0.225617


*MacKinnon critical values for rejection of hypothesis of a unit root.Augmented Dickey-Fuller Test EquationDependent Variable: D(LNM2R,2)Method: Least SquaresSample(adjusted): 2000:03 2006:12Included observations: 82 after adjusting endpoints


D(LNM2R(-1)) -1.082607 0.111498 -9.709677 0.0000C 0.018004 0.002707 6.651852 0.0000

R-squared 0.540963 Mean dependent var 4.88E-05Adjusted R-squared 0.535225 S.D. dependent var 0.026252S.E. of regression 0.017897 Akaike info criterion -5.184241Sum squared resid 0.025625 Schwarz criterion -5.125540Log likelihood 214.5539 F-statistic 94.27783

Durbin-Watson stat 2.016200 Prob(F-statistic) 0.000000



202

Ph lc 8. Kt qu kim nh ng tích h p (M2)

Sample(adjusted): 2000:10 2006:12Included observations: 75 after adjusting endpointsTrend assumption: Linear deterministic trend

Series: LNM2R LIP TPKB GERLags interval (in first differences): 1 to 8

Unrestricted Cointegration Rank Test

Hypothesized Trace 5 Percent 1 PercentNo. of CE(s) Eigenvalue Statistic Critical Value Critical Value


*(**) denotes rejection of the hypothesis at the 5%(1%) levelTrace test indicates 1 cointegrating equation(s) at both 5% and 1% levels

Hypothesized Max-Eigen 5 Percent 1 Percent



No. of CE(s) Eigenvalue Statistic Critical Value Critical Value

None ** 0.395273 37.72338 27.07 32.24At most 1 0.238242 20.40947 20.97 25.52At most 2 0.050538 3.889501 14.07 18.63

At most 3 0.001147 0.086055 3.76 6.65*(**) denotes rejection of the hypothesis at the 5%(1%) levelMax-eigenvalue test indicates 1 cointegrating equation(s) at both 5% and 1% levels

Unrestricted Cointegrating Coefficients (normalized by b'*S11*b=I):

LNM2R LIP TPKB GER-17.37214 27.95471 -1.469636 1.549630-25.01737 27.60269 -1.142058 -0.3386708.714605 -12.96763 -2.887055 -0.247695

-2.690903 0.441690 4.075832 0.574593

Unrestricted Adjustment Coefficients (alpha):

D(LNM2R) -0.003083 0.002025 -0.000340 -0.000310D(LIP) -0.033478 -0.049266 0.004120 -0.001329

D(TPKB) -0.012310 0.029761 0.033246 -0.000473D(GER) -1.546493 0.646463 0.074543 0.052990


Normalized cointegrating coefficients (std.err. in parentheses)LNM2R LIP TPKB GER1 000000 1 609169 0 084597 0 089202

203

(0.43761)D(GER) 26.86589

(7.66016)


Normalized cointegrating coefficients (std.err. in parentheses)LNM2R LIP TPKB GER

1.000000 0.000000 -0.039302 0.237639(0.22099) (0.04555)

0.000000 1.000000 -0.076996 0.203111(0.16007) (0.03299)

Adjustment coefficients (std.err. in parentheses)D(LNM2R) 0.002894 -0.030282

(0.05068) (0.06537)D(LIP) 1.814092 -2.295743

(0.50677) (0.65365)

D(TPKB) -0.530696 0.477367(0.75405) (0.97262)

D(GER) 10.69310 -25.38765(13.0733) (16.8627)




Normalized cointegrating coefficients (std.err. in parentheses)LNM2R LIP TPKB GER1.000000 0.000000 0.000000 0.234141

(0.03815)0.000000 1.000000 0.000000 0.196260

(0.02969)0.000000 0.000000 1.000000 -0.088979

(0.16898)

Adjustment coefficients (std.err. in parentheses)D(LNM2R) -7.26E-05 -0.025868 0.003201

(0.05269) (0.06881) (0.00571)D(LIP) 1.849995 -2.349168 0.093571

(0.52671) (0.68783) (0.05711)D(TPKB) -0.240966 0.046240 -0.111882

(0.76687) (1.00146) (0.08315)D(GER) 11.34272 -26.35429 1.319274

(13.5929) (17.7511) (1.47387)

204

Ph lc 9. Kt qu ư c lư ng VECM (M2) th i kỳ 2000 - 2006


Cointegrating Eq: CointEq1LNM2R(-1) 1.000000

LIP(-1) -1.609169(0.08932)[-18.0161]

TPKB(-1) 0.084597(0.05894)[ 1.43542]

GER(-1) -0.089202(0.01731)[-5.15458]

C 10 54560



C -10.54560

Error Correction: D(LNM2R) D(LIP) D(TPKB) D(GER)

CointEq1 0.053555 0.581583 0.213850 26.86589(0.02943) (0.31845) (0.43761) (7.66016)

[ 1.81997] [ 1.82627] [ 0.48868] [ 3.50722]

D(LNM2R(-1)) -0.306806 0.056826 -0.114361 22.42159(0.16104) (1.74281) (2.39490) (41.9220)[-1.90514] [ 0.03261] [-0.04775] [ 0.53484]

D(LNM2R(-2)) -0.002873 -1.541708 -1.134502 -19.33880(0.17156) (1.85669) (2.55138) (44.6612)[-0.01674] [-0.83035] [-0.44466] [-0.43301]

D(LNM2R(-3)) 0.452808 1.139206 -3.900406 44.63760(0.15823) (1.71242) (2.35314) (41.1910)[ 2.86164] [ 0.66526] [-1.65753] [ 1.08367]

D(LNM2R(-4)) 0.127087 0.833099 -3.467292 52.66761(0.16461) (1.78141) (2.44794) (42.8505)[ 0.77205] [ 0.46766] [-1.41641] [ 1.22910]

D(LNM2R(-5)) -0.059019 -0.922312 0.326736 88.72349(0.15897) (1.72034) (2.36402) (41.3815)

[-0.37127] [-0.53612] [ 0.13821] [ 2.14404]



206

D(TPKB(-7)) -0.004710 -0.119353 0.012065 1.092845(0.01245) (0.13478) (0.18521) (3.24209)[-0.37817] [-0.88552] [ 0.06514] [ 0.33708]

D(TPKB(-8)) -0.012894 -0.055010 0.107270 -3.633739(0.01228) (0.13290) (0.18263) (3.19688)[-1.04991] [-0.41391] [ 0.58737] [-1.13665]

D(GER(-1)) 0.004648 0.045420 0.026543 1.185165(0.00240) (0.02597) (0.03569) (0.62479)[ 1.93656] [ 1.74864] [ 0.74367] [ 1.89690]

D(GER(-2)) 0.003940 0.038717 0.023125 0.777009(0.00217) (0.02350) (0.03230) (0.56537)[ 1.81404] [ 1.64726] [ 0.71600] [ 1.37433]

D(GER(-3)) 0.002637 0.023660 0.020356 0.592463(0.00187) (0.02026) (0.02785) (0.48745)

[ 1.40838] [ 1.16754] [ 0.73101] [ 1.21543]

D(GER(-4)) 0.002447 0.020747 0.013277 0.289122(0.00160) (0.01733) (0.02382) (0.41694)[ 1.52787] [ 1.19696] [ 0.55744] [ 0.69345]



D(GER(-5)) 0.001928 0.014096 0.008820 0.141692(0.00130) (0.01407) (0.01933) (0.33842)[ 1.48332] [ 1.00193] [ 0.45623] [ 0.41869]

D(GER(-6)) 0.000828 0.010079 -0.000723 -0.038027(0.00103) (0.01119) (0.01537) (0.26912)[ 0.80054] [ 0.90089] [-0.04701] [-0.14130]

D(GER(-7)) 0.000139 0.007963 0.002973 -0.103776(0.00077) (0.00829) (0.01140) (0.19950)[ 0.18147] [ 0.96008] [ 0.26089] [-0.52019]

D(GER(-8)) -0.000475 0.000215 0.007497 -0.240780(0.00050) (0.00546) (0.00751) (0.13142)[-0.94092] [ 0.03936] [ 0.99859] [-1.83213]

C 0.006749 -0.034367 0.059065 -5.721029(0.00578) (0.06257) (0.08599) (1.50518)[ 1.16720] [-0.54922] [ 0.68691] [-3.80089]

R-squared 0.631288 0.698718 0.478481 0.773066Adj. R-squared 0.334519 0.456222 0.058721 0.590412Sum sq. resids 0.008823 1.033313 1.951210 597.8796S.E. equation 0.014669 0.158754 0.218152 3.818695

F-statistic 2.127205 2.881363 1.139892 4.232409Log likelihood 232.8760 54.25654 30.41855 -184.2667Ak ik AIC 5 303361 0 540174 0 095505 5 820445

207

Ph lc 10. Kim nh ngoi sinh yu (M2)

Vector Error Correction EstimatesSample(adjusted): 2000:10 2006:12Included observations: 75 after adjusting endpoints

Standard errors in ( ) & t-statistics in [ ]Cointegration Restrictions:














Convergence achieved after 11 iterations.

Not all cointegrating vectors are identifiedLR test for binding restrictions (rank = 1):

208

Ph lc 11. Kt qu ư c lư ng mô hình ECM (M2)

Dependent Variable: D(LNM2R)Method: Least SquaresSample(adjusted): 2000:09 2006:12

Included observations: 76 after adjusting endpointsVariable Coefficient Std. Error t-Statistic Prob.

C 0.014477 0.008618 1.679856 0.1019D(LNM2R(-1)) -0.176428 0.171404 -1.029308 0.3104D(LNM2R(-2)) -0.178149 0.158393 -1.124732 0.2684D(LNM2R(-3)) 0.444071 0.150825 2.944289 0.0057***D(LNM2R(-4)) 0.283363 0.170849 1.658564 0.1061D(LNM2R(-5)) 0.157009 0.154116 1.018769 0.3153D(LNM2R(-6)) 0.099656 0.163694 0.608795 0.5466D(LNM2R(-7)) -0.140592 0.164130 -0.856588 0.3975

D(LIP(-1)) 0.083864 0.042534 1.971690 0.0566*D(LIP(-2)) 0.046179 0.044553 1.036492 0.3071D(LIP(-3)) 0.014632 0.040062 0.365233 0.7171D(LIP(-4)) 0.003417 0.036540 0.093518 0.9260D(LIP(-5)) 0.033544 0.036925 0.908437 0.3699D(LIP(-6)) 0.025288 0.032889 0.768895 0.4471



D(LIP( 6)) 0.025288 0.032889 0.768895 0.4471D(LIP(-7)) -0.003533 0.020558 -0.171846 0.8645

D(TPKB(-1)) 0.007799 0.010167 0.767080 0.4482D(TPKB(-2)) -0.013474 0.010579 -1.273683 0.2112D(TPKB(-3)) -0.006451 0.010546 -0.611723 0.5447D(TPKB(-4)) 0.001196 0.010628 0.112537 0.9110D(TPKB(-5)) 0.002014 0.010371 0.194169 0.8472D(TPKB(-6)) 0.005572 0.011501 0.484489 0.6311D(TPKB(-7)) -0.006658 0.013336 -0.499268 0.6207D(GER(-1)) 0.003689 0.001844 2.000127 0.0533*D(GER(-2)) 0.002687 0.001587 1.693108 0.0993*D(GER(-3)) 0.002317 0.001373 1.687382 0.1004D(GER(-4)) 0.001979 0.001104 1.792302 0.0817*D(GER(-5)) 0.001546 0.000857 1.803103 0.0800*D(GER(-6)) 0.001260 0.000641 1.967335 0.0571*D(GER(-7)) 0.000438 0.000494 0.887010 0.3811

EC_8 0.045716 0.024036 1.901983 0.0654*SEASONAL 0.002465 0.011132 0.221468 0.8260

SEASONAL_1 -0.044695 0.012468 -3.584855 0.0010***SEASONAL_2 -0.005363 0.014181 -0.378203 0.7076SEASONAL_3 -0.027841 0.015208 -1.830681 0.0757*SEASONAL_4 -0.008957 0.014602 -0.613436 0.5436SEASONAL_5 -0.002775 0.014451 -0.191993 0.8489SEASONAL_6 -0.003363 0.012317 -0.273063 0.7864SEASONAL_7 -0.002335 0.011895 -0.196295 0.8455SEASONAL_8 -0.020504 0.010982 -1.867110 0.0703*SEASONAL 9 0 001472 0 010256 0 143561 0 8867

209

Ph lc 12. Tóm tt nghiên c u cu tin mt s nư c trên th gi i

Các bin c lpTên nư c vànhà nghiên

c u

Mu nghiên c uvà tn sut

Tng lư ng tinBin quy mô Lãi sut các bin xác nh khác

Kim nhơ n v

Bc tươ ngquan

Ki m nhng tích

h p

Kim nhtính ôn nh

Kt qu t ư c

MT S NGHIÊN C U CU TIN CÁC NƯ C PHÁT TRINM

Miller (1991) 1959 :Q1-1987 :Q4

ln(B) ; ln(M1) ;ln(M1A) ; ln(M2) ;

ln(M3)

ln(realGNP) ln(CPR4-6 tháng) ;ln(t l c tc/giá)

ln(IPD) DF, ADF I(1) EG ; AEG … tn ti ng tích h p giaM2, real GNP, IPD, và

CPR

Baba, Hendryvà Star (1992)

1960 :Q3-1988 :Q3

ln(M1/IGNPD) ln(realGNP) thu nhp ca tráiphiu 20 năm và tínphiu 1 tháng

Thu nhp ca các tài sn nmtrong M2 và t l lãi sut cacác tài khon séc trong M1 ;o lư ng tính volatility catrái phiu dài hn ; bin gi ki át tí d

J(1988) I(1) J(1988) ;JJ(1990)

Chow tn ti quan h ng tíchh p cho real m1



kim soát tín dng

Mehra (1993) 1953 :Q1-1991 :Q2

ln(M2/IGNPD) ln(realGNP) ln(R-RM2) … ADF T l lãisut I(0) ;

còn li làI(1)

OLS ; IVT Chow tn ti ng tích h p giarealM2 và các bin, hàm

cu tin n nh trong sutth i kỳ nghiên cu

NHT BN

Arize và Shwiff (1993)

1973 :Q1-1988 :Q4

ln(realM2) ln(realGNP) ;ln(giá tr tài snthc t)

ln(1+R) ln(real XR) ; t l lm phát ;ln(IGNPD)

DF, ADF,PP(1988)

I(1) AEG Ashey(1984) ;Chow ;CUSUM ;CUSUMSQ)

tn ti ng tích h p giarealGNP, giá tr tài snthc t, real XR, hàm cutin n nh trong sutth i kỳ nghiên cu

NEW ZEALAND

Orden và Fisher(1993)

1965 :Q2-1989 :Q4 ;1965 :Q2-1984 :Q2

ln(M3) ln(realGDP) t l lãi sut ngn hn ln(GDPD) DF I(1) J(1988) ;JJ(1990)

tn ti ng tích h p

210

Ý

Muscatelli vàPapi (1990)

1963 :Q1-1987 :Q4

ln(M2/GDPD) ln(realGDP) t l lãi sut chênhlch gia lãi sut catài sn không phi làM2 và lãi su t ca bnthân M2

các bin phn ánh ư ng hchi sau khi có s xut hinBOT và CCT

ADF ;PO(1990) ;PP(1988) ;

I(1) EG(1987) Chow Ch tn ti ng tích h pkhi ưa thêm các binư ng hc hi. Cu tinM2 b nh hư ng mnhb i các công c tài chínhm i

ÚC

Lim(1993) 1977 :Q4-1990 :Q2 ;1976 :T8-1990 :T6

khi lư ng tin mt ;tin gi ti các ngânhàng ; tin gi ti các t chc phi ngân hàngthc t iu chnh theoGDPD

real GDP lãi sut tín phiu ngânhàng 90 ngày ; lãi su ttrái phiu 2 và 5 năm

t l lm phát tính theoGDPD ; bin gi phn nhthay i cu trúc kinh t

ADF ;P(1987) ;

lãi sut tínphiu ngânhàng 90ngày I(0) ;các binkhác I(1)

PH(1990) ;JJ (1990) ;Po(1990) ;

… tn ti ng tích h p choc hai mô hình quý vàtháng. Lãi sut tín phiungân hàng 90 ngày có nhhư ng áng k n cutin trong ngn hn.

CANADA

Haug và Lucas(1996)

1953 :Q1-1990 :Q4 ;1968 :Q1-1990 :Q4

ln(realM1) ;ln(realM2) ;ln(realM2+) ; (t t c cáckhi lư ng tin iuh h iá h

ln(lãi sut tínphiu 91 ngày) ;ln(lãi sut tráiphiu 10 năm)

… DF I(1) AEG ;DOLS ;JJ(1990) ;PO(1990) ;

Hansen(1992)

tn ti quan h n nh dàihn gia realM1, realGDPvà lãi sut tín phiu 91ngày



chnh giá tr theoIGDPD)

C

DeutscheBundesbank(1995)

1970 :Q1-1994 :Q4

ln(M3/GDPD) ln(realGNP) ; thu nhp ca cácchng khoán n vôdanh chưa t i hnthanh toán

bin gi theo mùa ADF I(1) EG(1987) tn ti ng tích h p

ANH

Drake vàChrystal (1994)

1976 :Q2-1990 :Q3

ln(M1d) ; ln(M2d) ;ln(M3d) trong o dphn nh các tnglư ng divisia

ln(realGDP) T l lãi sutBenchmark ; lãi sutca bn thân M2d vàM3d

ln(GDPD) ; lm phát tính theoGDPD ; giá thuê ngm ndivisia hoc các ch s chi phí khi nm gi M1d, M2d, M3d ;bin gi

DF ; ADF ;PP(1998)

I(1) J(1988) ;JJ(1990)

Chow ;CUSUM ;CUSUMSQ)

tn ti ng tích h p chott c các khi lư ng tinnghiên cu

211

THY S

Chowdhury(1995)

1973 :Q2-1991 :Q4

ln(realB) ; ln(realM1) ln(realGDP) lãi sut tin gi 3tháng ; lãi sut tráiphiu chính ph dàihn.

NEER; lãi sut thanh toán bùtr London

ADF ;KPSS(1992) ;PP(1988)

I(1) J(1988) ;JJ(1990)

Chow ch tn ti òng tích h pkhi ưa thêm t giá hioái vào nghiên cu cutin v i thc tin nn kinht m ca Thy S.

NA UY

Bardsen (1992) 1967 :Q3-1989 :Q4

ln(NM) ln(realGDE) lãi sut tin gi khôngkỳ hn và có kỳ hn ;lãi sut trái phu dàihn ; lãi sut euro-krone 3 tháng

ln(GDED) I(1) tr lãisut euro-krone 3tháng

J(1988) ;JJ(1990)

Chow ít nh t có t 2 n 5 vectorng tích h p. Cu tinca Nauy ph thuc vàogiá c, tng chi tiêu thct và các t l lãi sut.

MT S NGHIÊN C U CU TIN CÁC NƯ C ANG PHÁT TRIN

ARGENTINA

Choudry (1995) 1935 :Q1-1962 :Q41946 Q1

ln(M1/WPI)ln(M2/WPI)

ln(realNNI) … gp- tính theo ch s giá bánbuôn

ADF I(1) J(1988) ;JJ(1990)

… Tn ti quan h tươ ngquan gia M1 và M2 v i

lNNI à



1946 :Q1-1962 :Q4

realNNI và gp

BOLIVIA

Asilis,Honohan vàMcNelis (1993)

1980:T9-1987:T2 ln(B/CPI) ln(M1/CPI)ln(M2/CPI)

… … gp kỳ vng ADF I(1) J(1988);JJ(1990)

… gi thit Ho là có ít nhtmt véc tơ ng tích h pkhông b bác b nên s hng hiu chnh sa i s bi ni theo th i gian nênư c ư c lư ng theophươ ng pháp lc caKalman



213

IRAN

Bahmani-Oskooee (1996)

Năm 1959-1990 log(M1/DGDP);log(M2/DGDP)

log(GDP tínhtheo giá năm1980

gp; log(XR chính thc);log(XR th trư ng ch en)

ADF;Perron(1989)

I(1) J(1988);JJ(1990)

mô hình phù h p nht làgii thích real M2 v i XRth trư ng ch en v i real

GDP và gp

KOREA

Arize(1994) 1973:Q1-1990:Q1 ln(M1/CPI); ln(M2/CPI) ln(realGDP) CBR; lãi sut cáckhon vay và tin gicó kỳ hn NH qucdoanh; t l lãi suttin gi có kỳ hn ca9 nư c công nghip;lãi sut ngoi t

gp kỳ vng; EER; lchchun ca thay i trong logEER; các bin gi phn nhthay i v tình hình tài chính

I(1) EY(1987);J(1988);JJ(1990)

có 2 t i 3 véc tơ ng tíchh p gia các khi lư ngtin thc t (c M1 vàM2), thu nhp thc t, t l lãi sut, ri ro và thunhp t giá ngoi t. Cóth s dng tt ECM

MALAYXIA

Sriram(1999a) 1973:8-1995:12xét theo tháng

ln(M2/CPI) ln(IIP) CBTD3M; t l lãisut chit khu tínphiu 3 tháng

gp kỳ vng; XR danh ngh ĩ a;các bin gi theo mùa và cutrúc

ADF ln(IIP) vàgp kỳ vnglà I(0) còncác binkhác là I(1)

J(1988);JJ(1990)

tn ti ng tích h p giareal M2 và các bin xácnh xét trong c nn kinht óng và m



khác là I(1)SINGAPORE

Arize (1994) 1973:Q1-1990:Q1 ln(M1/CPI); ln(M2/CPI) ln(realGDP) tính

da trên WPI

CMR; FDR 3 tháng;

bình quân trng s cáct l lãi sut ngn hn 9 nư c công nghip;t l lãi sut ca ngoit

gp kỳ vng; EER; lch

chun ca thay i trong logEER; các bin gi phn nhthay i v tình hình tài chính

ADF gp kỳ vng

là I(0) còncác binkhác là I(1)

EY(1987);

J(1988);JJ(1990)

có 2 t i 3 véc tơ ng tích

h p gia các khi lư ngtin thc t (c M1 vàM2), real GDP, t l lãisut, ri ro và thu nhp t giá ngoi t. Có th s dng tt ECM

Dekle vàPradhan (1997)

Năm 1975-1995 log(NM); log(BM);log(realNM);log(realBM)

log(realGDP) TDR xét cho NM;MMR ly trng s theo t l QM trongBM; LIBOR

log(CPI);t l phá giá kỳ vng ADF I(1) J(1988);JJ(1990)

tn ti ng tích h p choNM và BM danh ngh ĩ a

214

THÁI LAN

Dekle vàPradhan (1997)

Năm 1978-1995 log(NM); log(BM);log(realNM);log(realBM)

log(realGDP) TDR xét cho NM;MMR ly trng s theo t l QM trong

BM;

Log(CPI) ADF I(1) J(1988);JJ(1990)

ch tn ti ng tích h pcho NM danh ngh ĩ a

TUNOSIA

Treichel(1997) Năm 1963-1995;1990:T1-95:T12

ln(M2/CPI); ln(M4/CPI) log(realGDP) lãi sut trái phiu theotháng; t l lãi sutchit khu; MMR

gp; các bin gi theo mùa ADF gp kỳ vnglà I(0) còncác bin

khác là I(1)

AEG;J(1988);JJ(1990)

tn ti quan h n nh dàihn gia khi lư ng tinthc t, real GDP, và thu

nhp theo tháng ca tínphiu kho bc. ECM nnh

VIT NAM

HÀ QUỲNHHOA (2000)

1990Q4-1998Q4 m1 Lnreal IO T l lãi sut tin gi3 tháng VN



trong ó

Các tng lư ng tin : B= Khi lư ng tin cơ s ; BM= Khi lư ng tin rng ; CHP= Khi lư ng tin công chúng nm gi ; CC= Khi lư ng tin trong lưu thông ;

COB= Tin ngoài h thng ngân hàng ; DD= Các khon tin gi không kỳ hn ; NM= khi lư ng tin hp ; QM= bán t ; SD=các khon tin gi tit kim ; TD= khilư ng tin gi có kỳ hn.

Các bin quy mô : DA= tng chi tiêu ca các tác nhân trong nư c ; GDE= tng chi tiêu trong nư c ; GDP= tng sn phm quc ni ; GNP= tng sn phm quc dân ;IIP= ch s sn xut công nghip ; IO= sn lư ng công nghip ; NI= thu nhp quc dân ; NNI= thu nhp quc dân ròng

lãi sut :CMR= lãi sut không kỳ hn ; CBDR=lãi sut chit khu ca NHTW ; CPR=lãi sut thươ ng phiu ; CBR= lãi sut trái phiu công ty ; FDR= lãi sut tin gi c nh ; LIBOR= lãi sut LIBOR ; LTBR=lãi sut vay dài hn ; MMR= lãi sut trên th trư ng tin t ; CBTD3M= lãi sut tin gi 3 tháng ti ngân hàng thươ ng mi ;TDR= lãi sut tin gi có kỳ hn ; T-bill= tín phiu chính ph ; T-bond= trái phiu chính ph

T giá : DEPR= phá giá ; XR= t giá hi oái ; EER=t giá hiu qu ; NEER= t giá hiu qu danh ngh ĩ a

215

Giá c : CPI= ch s giá tiêu dùng ; RPI= ch s giá bán l ; WPI= ch s giá bán buôn

Ch s gim phát : DAD= ch s gim phát tiêu dùng ca các tác nhân trong nư c ; GDED= ch s gim phát v tng chi tiêu trong nư c ; GDPD= ch s gim phátGDP ; GNPD= ch s gim phát GNP ; IGDPD= ch s gim phát GDP ngm n ; IGNPD= ch s gim phát GNP ngm n ; IPD= ch s gim phát giá ngm n ; NID=

ch s gim phát thu nhp quc dân

Các kim nh Unit Root :ADF= augmented Dickey-Fuller ; CRDW kim nh hi quy tươ ng quan Durbin-Watson ; J(1988)= Johansen (1988) ; KPSS= Kwiakowski,Phillíp, Schmidt, và Shin (1992) ; P(1987)= Phillips(1987) ; PO(1990)= Phillips và Ouliaris(1990) ; PP(1988)= Phillips và Perron (1988).

Kim nh hi quy tươ ng quan : ADF= augmented Dickey-Fuller ; CRDW kim nh hi quy tươ ng quan Durbin-Watson ; DOLS= ư c lư ng bình phươ ng bé nhtng ca Stock và Watson (1993) ; EG= Engle và Granger ; EY= Engle và Yoo(1987) ; IVT= k thut bin công c ; J= Johansen ; JJ(1990)= Johansen và Juselius(1990) ; OLS= Bình phươ ng bé nht ; PH= Phillips và Hansen (1990) ; PO(1990)= Phillips và Perron (1988)



216

Ph lc13. Kt qu ư c lư ng cu tin dài hn theo mô hình ecm mt s nư c trên th gi i

co giãn chi phí cơ hi

Tên nư c vànhà nghiên c u

Mu nghiên c uvà tn sut

Phươ ngpháp

Khilư ngtin Thu nhp th c t m c giá

lãi cabn thân

khilư ngtin

lãi sutca cáctài sn

thay thM

t l lãi suât lm phátbin khác

MT S NGHIÊN C U CU TIN CÁC NƯ C PHÁT TRINM

Miller (1991) 1959 :Q1-1987 :Q4 EG(1987) M2 1.204 0.952 -0.092 (bán co giãn)

Baba, Hendry và Star(1992)

1960 :Q3-1988 :Q3 J(1988) m1 0.51 -6.64 -5.51 -3.96 (ci cách tài chính); 3.720(tính btn ca thu nhp t trái phiu dài hn)

NHT BN



Arize và Shwiff (1993) 1973 :Q1-1988 :Q4 AEG m2 0.641(thu nhp) &0.378 (tài sn)

0.094 (h s bán co giãn ca t giá hioái)

NEW ZEALAND

Orden và Fisher (1993) 1965 :Q2-1989 :Q4 ; J(1988) ; M3 0.41 1.13 -0.014

JJ(1990) M3 0.63 1.02 -0.001

Ý

Muscatelli và Papi (1990) 1963 :Q1-1987 :Q4 EG(1987) m2 1.367 -2.082 -0.352 (ci cách tài chính)

217

CANADA

Haug và Lucas (1996) 1953:Q1-1990:Q4; DOLS M1 0.42 -0.033 (h s bán co giãn)

C

Deutsche Bundesbank(1995)

1970:Q1-1994:Q4 EG(1987) M3 1.4 -1.22

ANH

Drake và Chrystal (1994) 1976:Q2-1990:Q3 J(1988);JJ(1990)

M1d 3.223 1.041 -4.346 (giá thuê divisia ngm n hay ch s chi phí ca ngư i s dng)

M1d 3.372 0.815 -0.032 -4.829 (giá thuê divisia ngm n hay ch

s chi phí ca ngư i s dng)

M2d 2.56 1.208 0.775 -0.707 -3.765

M3d 2.576 1.19 1.087 -0.769 -4.187

THY S



Chowdhury (1995) 1973:Q2-1991:Q4 J(1988);JJ(1990)

b 0.94 -0.26 0.363 (h s co giãn ca lãi sut NEERngn hn) và -0.14 (lãi sut ngoi t ngnhn)

m1 0.887 -0.31 0.344 (h s co giãn ca lãi sut NEERngn hn) và -0.098 (lãi sut ngoi t ngn hn)

b 0.952 -0.11 0.391 (h s co giãn ca lãi sut NEERdài hn) và -0.102 (lãi sut ngoi t dàihn)

m1 0.9 -0.08 0.308 (h s co giãn ca lãi sut NEERdài hn) và -0.052 (lãi sut ngoi t dàihn)

218

NA UY

Bardsen (1992) 1967 :Q3-1989 :Q4 J(1988) ;JJ(1990)

NM 1.374 0.81 6.553 -1.544 và-0.995

-0.097 (lãi sut ngoi t)

MT S NGHIÊN C U CU TIN CÁC NƯ C ANG PHÁT TRINARGENTINA

Choudry (1995) 1935 :Q1-1962 :Q4 J(1988) m1 1.97 -0.025

JJ(1990) m2 1.68 -0.033

1946 :Q1-1962 :Q4 m1 1.91 -0.034

m2 3.45 -0.041

CAMEROON

Felding (1994) 1976 :Q1-1987 :Q2 JJ(1990) m2 1.49 -8.91 (h s bán co giãn) -1.31 (h s bán cogiãn)

-8.1 (s bin ng ca giá c)

TRUNG QUC



Tseng và mt s nhà nghiêncu khác (1994)

1983 :Q1-1988 :Q4 EG(1987) cc 1.9 -1.23

m1 1.53 -1.51m2 1.81 -2.21

1989 :Q1-1993 :Q4 m1 1.48 -0.03 -0.94

m2 1.58 -0.05 -1.54

219

n

Moosa (1992) 1972:Q1-1990:Q4 EG(1987) cc 0.874 -0.109 (h s bán co giãn)

nm 0.785 -0.032 (h s bán co giãn)

bm 1.471 -0.172 (h s bán co giãn)

J(1988) cc 0.986 -0.258 (h s bán co giãn)

JJ(1990) nm 0.797 -0.277 (h s bán co giãn)

bm 1.573 -0.861 (h s bán co giãn)

INDONESIA

Price và Insukindrro (1994) 1969:Q1-1987:Q4 EG(1987) chp 0.88 -1.5 -2.1 (lãi sut ngoi t)

dd 1.3 -1.9 -1 (lãi sut ngoi t)



g

J(1988) chp 0.71 -4.4 -3.3 (lãi sut ngoi t)

JJ(1990) dd 1.1 -8.4 -9.1 (lãi sut ngoi t)

IRAN

Bahmani-Oskooee (1996) Năm 1959-1990 J(1988) m2 1.39 -1.37 0.25 (h s bán co giãn ca t giá hioái)

JJ(1990) m2 1.33 -1.61 0.02 (h s bán co giãn ca t giá hioái)

220

KOREA

Arize(1994) 1973:Q1-1990:Q1 EY(1987) m1 0.5 -0.027 -0.007 (ri ro v ngoi hi) và -0.016 (lãi

sut ngoi t)m2 0.95 -1.22 -0.003 (ri ro v ngoi hi) và -0.08 (lãi

sut ngoi t)

J(1988) m1 0.57 -0.034 -0.008 (ri ro v ngoi hi) và -0.02 (lãisut ngoi t)

JJ(1990) m2 1.16 -9.15 -0.017 (ri ro v ngoi hi) và -0.09 (lãisut ngoi t)

MALAYXIA

Sriram(1999a) 1973:8-1995:12 xéttheo tháng

J(1988) m2 1.036 4.884 -5.391 -4.745

JJ(1990) m2 1.13 2.51 -1.834 -4.891 -0.581 (t giá hi oái)

SINGAPORE

Arize (1994) 1973:Q1-1990:Q1 EY(1987) m1 0.72 -0.33 -1.79 (ri ro v ngoi hi)

m2 1 08 -0 03 -1 98 (ri ro v ngoi hi)



m2 1.08 0.03 1.98 (ri ro v ngoi hi)

J(1998) m1 0.71 -0.11 -1.78 (ri ro v ngoi hi)

JJ(1990) m2 1.12 -0.03 -1.83 (ri ro v ngoi hi)

Dekle và Pradhan (1997) Năm 1975-1995 J(1998) NM 0.62 1.62 -0.017 (bin phn ánh nh hư ng quc t n nn kinh t trong nư c)

JJ(1990)THÁI LAN

Dekle và Pradhan (1997) Năm 1978-1995 J(1998) NM 1.13 0.67 -0.009

JJ(1990)

221

TUNOSIA

Treichel(1997) 1990:T1-95:T12 J(1998) m2 0.13 -0.02

JJ(1990) m4 1.07 -0.03

Năm 1963-1995AEG m2 0.8 -0.008

VIT NAM

HÀ QUỲNH HOA (2000) 1990q4-1998q4 m1 1.0029 -0.8275

Note: các bi n danh nghĩ a vi t in hoa, các bi n th c t vi t thư ng



Documents

Cau Tien&He Qua Doi Voi VN