0

TRƯỜNG ĐẠI HỌC KINH TẾ TP.HCM KHOA TÀI CHÍNH DOANH NGHIỆP

ĐỀ TÀI 5B:

Tính minh bạch trong chính sách tiền tệ

vàsự dẫn truyền của lãi suất bán lẻ

Nhóm thực hiện: Nguyễn Thị Vũ Uyên TC08

Phạm Nguyễn Quảng Hòa TC08

Huỳnh Thụy Thủy Tiên TC08

Nguyễn Văn Tốt TC08

Trần Ngọc Phương Anh TC09

Võ Minh Tiến TC09

Tp.HCM, ngày 20, tháng 3, năm 2012

1

Tính minh bạch trong chính sách tiền tệ và

sự dẫn truyền của lãi suất bán lẻ

M c l c: ụ ụPHẦN 1. TÓM TẮT CHỌN ĐỀ TÀI................................................................................- 1 -

Lý do chọn đề tài:...........................................................................................................- 1 -Mục tiêu nghiên cứu:.....................................................................................................- 2 -Phương pháp nghiên cứu:..............................................................................................- 2 -Nội dung nghiên cứu:.....................................................................................................- 2 -Hướng phát triển của đề tài:...........................................................................................- 3 -

PHẦN 2. BÀI NGHIÊN CỨU GỐC CỦA TÁC GIẢ.......................................................- 3 -Tóm tắt:..........................................................................................................................- 3 -GIỚI THIỆU..................................................................................................................- 4 -TỔNG QUAN TÀI LIỆU..............................................................................................- 7 -

Tính minh bạch của chính sách tiền tệ.......................................................................- 7 -Sự dẫn truyền từ lãi suất chính sách sang lãi suất thị trường và lãi suất bán lẻ; hoạt động cho vay của ngân hàng và vai trò của kênh tín dụng........................................- 8 -Tính cứng, tính dính và chi phí thực đơn.................................................................- 11 -Phân tích định lượng................................................................................................- 13 -

CHÍNH SÁCH TIỀN TỆ Ở NEW ZEALAND...........................................................- 14 -SỰ CỨNG NHẮC TRONG TIẾN TRÌNH ĐIỀU CHỈNH LÃI SUẤT......................- 16 -PHƯƠNG PHÁP NGHIÊN CỨU................................................................................- 19 -DỮ LIỆU VÀ KẾT QUẢ PHÂN TÍCH......................................................................- 24 -

Dữ liệu......................................................................................................................- 24 -Kiểm định tính dừng và kiểm định đồng liên kết.....................................................- 27 -Sự dẫn truyền trong dài hạn và sự thay đổi cấu trúc................................................- 29 -Sự dẫn truyền ngắn hạn và tốc độ điều chỉnh..........................................................- 33 -Tốc độ điều chỉnh bất đối xứng................................................................................- 35 -

KẾT LUẬN..................................................................................................................- 36 -PHẦN 3. TÓM TẮT BÀI NGHIÊN CỨU......................................................................- 37 -Giải thích từ:....................................................................................................................- 39 -Phần 4: MỞ RỘNG – xem xét sự dẫn truyền của lãi suất ở Việt Nam............................- 41 -

2

PH N 1. Ầ TÓM T T CH N Đ TÀIẮ Ọ Ề

1. Lý do ch n đ tài:ọ ề Trong thời gian vừa qua, lãi suất là một vấn đề nhức nhối không chỉ đối với người đi

vay, người gởi tiền, các định chế tài chính mà còn cả Ngân hàng nhà nước. Nhiều

ngân hàng cho vay vượt trần lãi suất 14% lên đến 17%, 18% một năm cũng như

hiện tượng các doanh nghiệp khó tiếp cận nguồn vốn vay do lãi suất quá cao. Tuy

nhiên, để điều chỉnh những xáo trộn trên và góp phần ổn định tình hình kinh tế,

ngân hàng nhà nước đã đưa ra những biện pháp nhằm cải thiện tình hình như điều

chỉnh lãi suất cơ bản, lãi suất tái cấp vốn, lãi suất tái chiết khấu, mà mới đây nhất là

điều chỉnh trần lãi suất huy động từ 14% xuống còn 13%.

Rõ ràng, lãi suất không chỉ là công cụ điều tiết thị trường mà còn là động thái phát

tín hiệu về chủ trường của Chính phủ và giải pháp điều hành chính sách tiền tệ của

Ngân hàng nhà nước. Lãi suất đã và đang là một chỉ số kinh tế quan trọng trên thị

trường tài chính, tiền tệ ở nước ta, được các tổ chức, cá nhân trong và ngoài nước

quan tâm, theo dõi, dự báo để có những động thái phù hợp.

Chính vì tầm quan trọng của biến lãi suất đối với sự ổn định kinh tế vĩ mô, đã có rất

nhiều tác giả phân tích về lãi suất và cụ thể hơn ở đây là vấn đề dẫn truyền từ lãi

suất chính sách sang lãi suất bán lẻ và tính minh bạch của chính sách tiền tệ. Rõ

ràng, hiệu lực trong việc điều hành chính sách tiền tệ của Ngân hàng nhà nước phụ

thuộc rất nhiều vào sự dẫn truyền này, bởi nếu một sự dẫn truyền nhỏ thì những

hành động Ngân hàng nhà nước tác động tới thị trường sẽ không còn hiệu quả. Vì

vậy, nhóm chúng em đã tìm hiểu về sự dẫn truyền của lãi suất và tính minh bạch của

chính sách tiền tệ của New Zealand để đánh giá những yếu tố tác động đến dẫn

truyền cũng như đo lường nó một cách cụ thể, thông qua nước này để hiểu rõ hơn và

có những nền tảng lý thuyết cũng như biện pháp thích hợp để áp dụng cho Việt Nam

sau này.

2. M c tiêu nghiên c u:ụ ứ Bài nghiên cứu này chỉ đơn thuần đưa ra cơ chế dẫn truyền căn bản của lãi suất, từ

lãi suất chính sách sang lãi suất thị trường và cuối cùng là sang lãi suất bán lẻ, cụ thể

3

là lãi suất huy động và lãi suất cho vay. Đồng thời, các tác giả cũng đưa ra những

yếu tố tác động đến sự dẫn truyền này và phân tích cụ thể về các mặt định tính và

định lượng cho nước New Zealand. Thông qua bài nghiên cứu, chúng ta sẽ có cái

nhìn cụ thể hơn về sự dẫn truyền lãi suất và sự tăng dần tính minh bạch trong chính

sách tiền tệ của New Zealand một cách rõ ràng hơn.

3. Ph ng pháp nghiên c u:ươ ứ Bài nghiên cứu sử dụng chủ yếu mô hình VECM (mô hình hiệu chỉnh sai số) để

kiểm tra mức dẫn truyền và tốc độ điều chỉnh về trạng thái cân bằng của lãi suất bán

lẻ để phản ứng với sự thay đổi trong lãi suất chính sách ở New Zealand. Bên cạnh

đó, tác giả còn sử dụng phương pháp thống kê, kiểm định nghiệm đơn vị mà cụ thể

là sử dụng phương pháp của Phillips-Perron và phương pháp ADF và kiểm định

đồng liên kết Johansen để có điều kiện hợp lý chạy mô hình VECM. Ngoài ra, tác

giả cũng sử dụng hồi quy OLS để so sánh với phương pháp Phillips-Loretan nhằm

tính toán sự dẫn truyền trong dài hạn và sử dụng biến giả để cho thấy tác dụng của

chính sách tiền tệ minh bạch, nghĩa là trước và sau khi có sự thông báo lãi suất

chính sách sẽ tác động tới mức dẫn truyền cụ thể.

4. N i dung nghiên c u:ộ ứ Bài nghiên cứu tập trung vào hai phần chính, bao gồm định tính và định lượng.

Phần định tính cho cái nhìn cụ thể về sự dẫn truyền lãi suất, chính sách tiền tệ của

New Zealand từ năm 1990 (sau khi áp dụng lạm phát mục tiêu năm 1989) để thấy rõ

Ngân hàng dự trữ nước này ngày càng nâng cao tính minh bạch của nó. Đồng thời,

bài viết cũng chỉ ra nguyên nhân của sự dẫn truyền là do tính cứng của lãi suất trong

tiến trình điều chỉnh lãi suất.

Phần định lượng chủ yếu sử dụng mô hình VECM để đo lường sự dẫn truyền trong

dài hạn và sự dẫn truyền trong ngắn hạn cũng như tốc độ điều chỉnh về trạng thái

cân bằng của lãi suất. Kết quả, các tác giả đã rút ra được các kết luận sau: sự dẫn

truyền dài hạn của các lãi suất bán lẻ khác nhau thì khác nhau; lãi suất ngắn hạn dẫn

truyền cao và tốc độ nhanh hơn lãi suất dài hạn và cuối cùng là OCR (lãi suất tiền

mặt chính thức – mức lãi suất tham khảo ở New Zealand) ra đời làm tăng sự dẫn

4

truyền lãi suất thả nổi và lãi suất tiền gởi những không ảnh hưởng đến lãi suất thế

chấp cố định.

PH N 2. Ầ BÀI NGHIÊN C U G C C A TÁC GIỨ Ố Ủ Ả

Tóm t t:ắBài viết xem xét mức độ dẫn truyền và điều chỉnh tốc độ lãi suất bán lẻ để đáp

ứng với những thay đổi trong mức lãi suất bán buôn chuẩn ở New Zealand  trong

thời gian từ năm 1994 đến 2004. Các tác giả xem xét đến ảnh hưởng của chính

sách minh bạch và cấu trúc tài chính trong cơ chế dẫn truyền. New Zealand là quốc

gia OECD đầu tiên thông qua chế độ lạm phát mục tiêu chính thức với trách

nhiệm cụ thể và các quy định minh bạch. Tính minh bạch trong chính sách đã được

tăng cường hơn nữa bời một sự chuyển đổi từ mục tiêu số lượng (tài khoản thanh

toán) sang mục tiêu về giá (lãi suất) vào năm 1999. Các tác giả đã tìm thấy sự dẫn

truyền hoàn toàn trong dài hạn cho một số lãi suất bán lẻ. Kết quả đã cho thấy rằng

sự ra đời của lãi suất tiền mặt chính thức (OCR) đã làm tăng mức dẫn truyền của lãi

suất thả nổi và lãi suất tiền gửi nhưng không làm tăng mức dẫn truyền của lãi suất

thế chấp cố định. Nhìn chung, kết quả của các tác giả đã xác nhận rằng lãi

suất chính sách tiền tệ lãi suất có ảnh hưởng nhiều hơn đến lãi suất trong ngắn

hạn và tăng tính minh bạch đã làm giảm biến động của công cụ và nâng cao hiệu

quả của chính sách.

I. GI I THI UỚ ỆChính sách tiền tệ là công cụ chủ yếu để điều tiết nền kinh tế vĩ mô tại hầu hết các

nước công nghiệp. Khi chính sách tiền tệ cần được thắt chặt (nới lỏng), ngân hàng

trung ương hoặc cơ quan có thẩm quyền tiền tệ sẽ tăng (giảm) lãi suất chính thức,

ngân hàng và các tổ chức tài chính khác sẽ theo đó tăng (giảm) lãi suất tiền gửi

và lãi suất cho vay. Đối mặt với chi phí tài trợ cao hơn (hay thấp hơn), người tiêu

dùng và các công ty sẽ điều chỉnh tiêu dùng và chi tiêu của họ cho phù hợp, từ

đó ảnh hưởng đến sản lượng và lạm phát. Do đó, hiệu quả của chính sách tiền tệ phụ

thuộc vào tốc độ và mức độ các tổ chức tài chính dẫn truyền những thay

đổi trong lãi suất chính thức tới khách hàng của họ.

5

Trong khi có nhiều nghiện cứu về sự dẫn truyền của chính sách tiền tệ thì sự dẫn

truyền của lại suất bán lẻ dường như chưa được tìm hiểu, ít nhất là cho đến gần đây.

Hầu hết các nghiện cứu về cơ chế truyền dẫn chính sách tiền tệ giả định rằng sự thay

đổi của lãi suất chính thức dẫn truyền ngay lập tức và hoàn toàn đến lãi suất bán lẻ

ngân hàng. (ví dụ như: Bernanke và Gertler, 1995; Kashyap và Stein, 2000;

Altunbas, 2002). Tuy nhiên, những nghiên cứu gần đây cho thấy sự dẫn truyền có

thể là không hoàn toàn và tốc độ điều chỉnh có thể bị chậm lại. Sự dẫn truyền và tốc

độ điều chỉnh cũng khác nhau giữa các định chế tài chính và sản phẩm tài chính

khác nhau, ám chỉ rằng tốc độ của sự dẫn truyền tiền tệ khác nhau giữa các phân

khúc khác nhau của khu vực ngân hàng. Hơn nữa, một số nghiên cứu cũng tìm thấy

rằng tốc độ điều chỉnh là khác nhau tùy thuộc vào lãi suất cao hơn hay thấp hơn

mức cân bằng dài hạn. (Chong và các cộng sự, 2005; Kleimeier và Sander, 2005)

Trong bài nghiên cứu này, các tác giả kiểm tra mức độ dẫn truyền và tốc độ điều

chỉnh của lãi suất bán lẻ khi lãi suất chuẩn thay đổi ở New Zealand. Đặc biệt, các tác

giả phân tích những vấn đề sau: Thứ nhất, tác giả xem xét sự dẫn truyền dài hạn của

lãi suất chính thức và lãi suất liên ngân hàng đến các lãi suất bán lẻ khác nhau như

là lãi tiền gởi và lãi suất cho vay kể cả lãi suất cho vay cơ bản và lãi suất thế chấp ở

các kỳ hạn khác nhau. Tác giả sử dụng phương pháp luận của Phillips-Loretan

(1991) là phương pháp loại bỏ vấn đề tiệm cận và chú ý đến các kết luận có ý nghĩa

thống kê đối với các hệ số trong dài hạn. Bằng cách kết hợp ảnh hưởng của động lực

trong tiến trình tạo dữ liệu (DGP), phương pháp này cũng giải thích vai trò của sự

bất ngờ của các chính sách trong quá khứ và thiết lập các chính sách kì vọng trong

tương lai trong mối quan hệ giữa lãi suất bán lẻ và các công cụ của chính sách. Thứ

hai, tác giả kiểm tra sự dẫn truyền ngắn hạn và tốc độ điều chỉnh của lãi suất bán lẻ

bằng cách sử dụng mô hình hiệu chỉnh sai số và cũng kiểm tra xem liệu tốc độ điều

chỉnh là đối xứng hay không đối xứng. Cuối cùng, tác giả điều tra xem liệu sự thay

đổi trong tiến trình điều hành và tăng tính minh bạch cho chính sách tiền tệ (kết quả

có được thông qua công cụ lãi suất tiền mặt chính thức năm 1999) có tác động khác

nhau lên sự dẫn truyền và tốc độ điều chỉnh lãi suất ở New Zealand hay không?

6

Có ít nhất 3 lý do tại sao bài nghiên cứu của cơ chế dẫn truyền ở New Zealand là

quan trọng. Đầu tiên, New Zealand là nước đầu tiên chính thức thông qua cơ chế

lạm phát mục tiêu với trách nhiệm cụ thể và những quy định minh bạch. Những sắp

xếp này trở thành mô hình nguyên mẫu cho khung chính sách được thông qua bởi

các nước OECD và nhiều nước đang phát triển gần đây. Thứ hai, không giống hầu

hết các nước khác, có sự thay đổi chính trong cơ chế kiểm soát tiền tệ ở New

Zealand từ việc rời bỏ mục tiêu số lượng ( số dư tài khoản thanh toán) sang lãi suất

OCR. Mặc dù dưới một trong hai chế độ này, sự dẫn truyền chính sách tiền tệ chủ

yếu thông qua lãi suất. Câu hỏi đặt ra là có hay không và với quy mô nào thì sẽ có

sự thay đổi trong tốc độ và mức độ điều chỉnh sự dẫn truyền từ công cụ chính sách

đến lãi suất bán lẻ và đến hiệu quả của sự quản lý tiền tệ bằng một quan hệ mật

thiết. Tác giả cũng hy vọng rằng dưới chế độ OCR, vai trò của lãi suất trong cơ chế

dẫn truyền sẽ trở nên minh bạch hơn. Cân bằng số dư tiền mặt, không giống như lãi

suất, thường không có mối quan hệ chắc chắn ổn định với thu nhập danh nghĩa hay

lạm phát và thông thường dẫn tới biến động lãi suất cao hơn đáng kể so với lãi suất

mục tiêu. Tuy nhiên, mục tiêu số lượng cung cấp một số lợi thế hoạt động vì chúng

cung cấp một bước đệm tốt hơn chống lại sự điều tiết sự tăng lên của lạm phát

không mong muốn. Đây là một trường hợp thông thường dưới chế độ lãi suất mục

tiêu. Chúng cũng dễ dàng tạo ra một phảm ứng nhanh chóng trong lãi suất, có thể là

quan trong trong suốt một thời kì lạm phát nặng nề. (xem Spencer, 1992).

Lí do thứ 3 liên quan đến quan sát rằng New Zealand là một trong những nước

OECD nợ nhiều nhất và khu vực tư nhân trong nước lại có một tỷ lệ không mấy khả

quan. Khu vực ngân hàng, hầu hết là chủ sở hữu nước ngoài, phụ thuộc ngày càng

nhiều vào vay mượn nước ngoài. Cần quan tâm đến hiệu quả của chính sách tiền tệ

khi có lỗ hổng trong hệ thống. Theo số liệu thống kê chính thức của ngân hàng dự

trữ của New Zealand, 3/2005, nợ nước ngoài của khu vực tư nhân là 149 tỉ $NZ,

bằng 101% GDP New Zealand, gấp 8.8 lần nợ nước ngoài của chính phủ (17 tỉ $NZ

chiếm 12% GDP). Trong khi khu vực doanh nghiệp tăng tiết kiệm nhờ vào lợi

nhuận cao thì tiết kiệm khu vực tư nhân lại giảm nhanh chóng. Khu vực tư nhân ở

New Zealand có tỷ lệ tiết kiệm thấp nhất trong số những nước OECD. Theo thống

kê của New Zealand, dân cư có thu nhập trung bình ở đây không tiết kiệm bất cứ

7

thứ gì ngoài thu nhập hiện tại nhưng thay vào đó không tiết kiệm khoảng 12% thu

nhập mỗi năm. Nợ thế chấp dân cư chiếm khoảng 90% nợ của khu vực dân cư, nợ

của khu vực dân cư chiếm hơn 50% tổng danh mục nợ của các định chế tài chính ở

New Zealand. Vì kết quả của sự thiếu hụt tiết kiệm nội địa, ngân hàng ở New

Zealand ngày càng vay vốn từ thị trường nước ngoài để đáp ứng như cầu mạnh cho

việc thế chấp, đây là nhu cầu có tác động đến quan hệ giữa OCR và lãi suất thế chấp

cố định.

Những vấn đề tác giả tìm ra cho thấy rằng sự dẫn truyền dài hạn của lãi suất thị

trường đến lãi suất bán lẻ khác nhau tùy theo các sản phẩm tài chính. Một số lãi suất

có sự dẫn truyền hoàn toàn trong khi một số khác lại không như vậy. Sự dẫn truyền

ngắn hạn và tốc độ điều chỉnh cũng khác nhau tùy theo sản phẩm. Tác giả không tìm

được bằng chứng rằng ngân hàng ở New Zealand đã điều chỉnh tăng lãi suất chậm

hơn so với khi điều chỉnh giảm lãi suất (cả lãi suất cho vay và lãi suất tiền gởi). Sự

xuất hiện của OCR làm tăng sự dẫn truyền dài hạn của lãi suất tiền gởi cố định và

lãi suất thả nổi nhưng không có tác động lên các lãi suất khác.

Phần còn lại của bài nghiên cứu cơ cấu như sau: phần 2 cung cấp nền tảng về chính

sách tiền tệ ở New Zealand. Phần 3 đưa ra khung khái niệm và các tài liệu xem

xét.Phần 4 nói về phương pháp luận. Phần 5 thảo luận về dữ liệu và kết quả và cuối

cùng là kết luận.

T NG QUAN TÀI LI UỔ Ệ

Tính minh b ch c a chính sách ti n tạ ủ ề ệ

Malcolm Edey and Andrew Stone (2004) đã làm rõ nhận thức về chính sách tiền tệ

cũng như sự minh bạch và truyền thông của chính sách tiền tệ. Theo tác giả, minh

bạch trong chính sách tiền tệ là một khái niệm với nhiều khía cạnh. Nghiên cứu của

Geraats (2001) đã phân loại các khía cạnh khác nhau của minh bạch thành năm loại

chính: chính trị, kinh tế, thủ tục, chính sách và hoạt động. Hơn nữa, do các loại hình

này có mức độ thay thế nhau nhất định nên chúng đã được Hahn (2002) chia thành

ba loại đó là : minh bạch về mục tiêu, minh bạch về thông tin và minh bạch trong

hoạt động. Minh bạch về mục tiêu: liên quan đến tính minh bạch về mục tiêu tổng

8

thể của ngân hàng trung ương, mà có nghĩa là mở rộng mục tiêu chính sách, hơn nữa

là mục tiêu hoạt động từng ngày ví dụ như duy trì lãi suất tiền

mặt qua đêm tại các mục tiêu mong muốn. Cần phân biệt rõ ràng giữa tính minh

bạch của một mục tiêu chính sách nhất định với độ chính xác mà mục tiêu đó được

đưa ra. Minh bạch về thông tin: liên quan đến các thông tin mà ngân hàng trung

ương cung cấp cho công chúng nói chung về: đầu tiên, là các dữ liệu ngân hàng

trung ương dựa vào để xây dựng chiến lược nhằm đạt được mục tiêu tổng thể của

nó, và thứ hai, làm thế nào nó sử dụng dữ liệu đó để đi đến mục tiêu chiến lược cuối

cùng. Minh bạch trong hoạt động: liên quan chủ yếu đến sự cởi mở của một ngân

hàng trung ương về các công cụ sử dụng để cố gắng đạt được các mục tiêu chính

sách của mình và về việc sử dụng các công cụ này như thế nào.

Guthrie và Wright (2000) đã tìm hiểu về hoạt động “Open mouth operations”. Bài

viết đã trình bày một mô hình thực hiện chính sách tiền tệ mà trong đó một khi lãi

suất đi lệch ra khỏi yêu cầu của cơ quan tiền tệ, một hoạt động “Open mouth

operations” là tất cả những gì cần thiết để khôi phục lại chúng. Sau thông báo thắt

chặt của RBNZ (Ngân hàng dự trữ New Zealand), lãi suất của tất cả các kì hạn tăng.

Những sự thay đổi này không phải do hoạt động của thị trường mở. Ông lập luận

rằng thông báo thắt chặt không hạ thấp mục tiêu lạm phát của RBNZ, hay gây ra

lạm phát cao hơn trong dài hạn. Thay vào đó, ông cho rằng lãi suất tăng sau thông

báo thắt chặt chủ yếu là bởi vì chúng báo hiệu rằng RBZN mong muốn một lãi suất

cao hơn so với lãi suất trong thị trường lúc bấy giờ.

Sự dẫn truyền từ lãi suất chính sách sang lãi suất thị trường và lãi suất bán lẻ

Sarno, L., Thornton, D.L., (2003) đã tìm thấy có sự ổn định đáng kể trong mối quan

hệ dài hạn giữa lãi suất quỹ liên bang (lãi suất chính sách) và lãi suất tín phiếu kho

bạc (lãi suất thị trường tiền tệ) trong suốt giai đoạn nghiên cứu mặc dù trải qua các

thay đổi trong quy trình hoạt động chính sách tiền tệ. Các tác giả cũng lý luận sự

hợp lý của mô hình cân bằng hiệu chỉnh VECM phi tuyến và bất cân xứng và sử

dụng nó để định lượng cho mối quan hệ dài hạn ổn định giữa lãi suất quỹ liên bang

và lãi suất tín phiếu kho bạn 3 tháng đồng thời tìm hiểu tốc độ điều chỉnh về trạng

9

thái cân bằng thông qua lãi suất quỹ liên bang, sự điều chỉnh về trạng thái cân bằng

của lãi suất ở dưới mức cân bằng là nhanh hơn so với lãi suất ở trên mức cân bằng.

Dan Chirleşan Marius Constantin Apostoaie (2011) đã tìm hiểu sự dẫn truyền từ lãi

suất chính sách sang lãi suất liên ngân hàng ở Romani. Theo các tác giả này, sự

phản ứng của lãi suất liên ngân hàng đối với sự thay đổi trong chính sách tiền tệ là

chậm trong giai đoạn 2003-2008 và mạnh từ sau 10/2008. Những nguyên nhân

chính ảnh hưởng đến sự dẫn truyền này là: sự thay đổi vị trí của ngân hàng quốc gia

Romani trong mối quan hệ với hệ thống ngân hàng, làm tăng sự không tin cậy giữa

các tổ chức tín dụng, gia tăng nhận thức về rủi ro, kỳ vọng về việc suy giảm giá trị

ngân hàng liên quan đến sự phát triển của lãi suất chính sách tiền tệ, sự thiếu hụt

nguồn tài chính, sự giảm giá trị chỉ số kinh tế vĩ mô,…

Altunbas, Fazylov và Molyneux (2002) đã nghiên cứu bằng chứng về các kênh cho

vay ở ngân hàng châu Âu. Ông cho rằng, các ngân hàng thiếu vốn có xu hướng dẫn

truyền nhiều hơn những thay đổi trong chính sách tiền tệ tại các nước nhỏ trong một

hệ thống liên minh kinh tế tiền tệ (EMU).

Kashyap và Stein (2000) cho rằng hệ thống các ngân hàng nhỏ có những thay đổi

nhiều hơn đối với việc cho vay khi nội dung chính sách tiền tệ thay đổi. Bài viết

cũng một lần nữa khẳng định lại vai trò của các ngân hàng trong sự truyền dẫn của

chính sách tiền tệ.

Cottarelli và Kourelis (1994) là những người đầu tiên nghiên cứu sự dẫn truyền đến

lãi suất cho vay. Họ thấy rằng sự dẫn truyền lãi suất khác nhau giữa các nước và

tính cứng lãi suất cho vay này có thể giảm xuống nhờ một vài nhân tố: sự tồn tại của

thị trường đối với thương phiếu, lãi suất thị trường tiền tệ ít biến động và rào cản

khá yếu để cạnh tranh hay gia nhập ngành.

Paisley (1994) và Heffernan (1997) kiểm tra mối quan hệ giữa lãi suất thị trường và

lãi suất bán lẻ ở Anh thông qua mô hình hiệu chỉnh lỗi. Bài nghiên cứu cũng cho

thấy thị trường ngân hàng bán lẻ là một trong những thị trường cạnh tranh không

hoàn hảo phức tạp.

10

Whilst Paisley (1994) không tìm thấy sự dẫn truyền hoàn toàn trong lãi suất thế chấp

ở tổ chức xây dựng Anh.

Heffernan (1997) tìm thấy sự dẫn truyền hoàn toàn trong việc hoàn trả thế chấp

nhưng sự dẫn truyền không hoàn toàn cho tài khoản tiết kiệm và tài khoản vãng lai

của ngân hàng Anh và tổ chức xây dựng.

Hofmann và Mizen (2004) nghiên cứu 13 sản phẩm huy động và thế chấp của định

chế tài chính tư nhân Anh sử dụng mô hình phi tuyến và tìm thấy sự dẫn truyền

hoàn toàn cho lãi suất huy động nhưng không hoàn toàn cho lãi suất thế chấp.

Mojon (2000) kiểm tra sự dẫn truyền ngắn hạn đến lãi suất cho vay và huy động ở 5

nước khu vực đồng tiền chung châu Âu (Bỉ, Đức, Pháp, Tây Ban Nha và Hà Lan),

giả định rằng có sự dẫn truyền hoàn toàn trong dài hạn. Ông thấy rằng lãi suất bán lẻ

phản ứng chậm đối với thay đổi trong lãi suất thị trường tiền tệ; lãi suất dài hạn phản

ánh chậm hơn so với lãi suất ngắn hạn, và có sự bất cân xứng trong mức độ dẫn

truyền. Sự dẫn truyền đến lãi suất cho vay cao hơn khi lãi suất thị trường đang tăng

hơn là khi nó đang giảm xuống, nhưng điều ngược lại là đúng cho lãi suất tiền gởi.

Bondt (2002) kiểm tra mối quan hệ giữa lãi suất trái phiếu chính phủ và lãi suất huy

động cũng như lãi suất cho vay trên cơ sở kỳ hạn phù hợp cho khu vực Euro. Ông ta

tìm thấy rằng sự dẫn truyền là hoàn toàn cho hầu hết lãi suất cho vay nhưng không

hoàn toàn lên tác động của cả lãi suất tiền gởi và một số lãi suất cho vay.

Kleimeier và Sander (2005) kiểm tra sự dẫn truyền trong thị trường bán lẻ của ngân

hàng đối với khu vực đồng Euro và thấy rằng lãi suất cho vay phản ánh nhanh hơn

đối với sự thay đổi trong chính sách tiền tệ dự đoán. Bài này cũng đã rút ra được

một số kết luận như sau: lãi suất ngân hàng có “tính cứng” và có sự khác nhau cần

xem xét trong sự dẫn truyền giữa lãi suất cho vay và lãi suất tiền gởi ở các ngân

hàng khác nhau, cụ thể là lãi suất cho vay sẽ dẫn truyền nhanh hơn. Dẫn truyền là

hoàn chỉnh nhất trong cho vay ngắn hạn doanh nghiệp và có sự khác nhau trong cơ

chế dẫn truyền của các nước trong khu vực đồng tiền chung châu Âu.

11

Chong và các cộng sự (2005) kiểm tra lãi suất huy động ở các kỳ hạn khác nhau và

lãi suất cho vay ở cả ngân hàng thương mại và công ty tài chính ở Singapore và thấy

rằng định chế tài chính điều chỉnh lãi suất của họ tăng lên chậm hơn so với điều

chỉnh giảm. Họ cũng thấy rằng tốc độ điều chỉnh khác nhau qua các sản phẩm tài

chính và khác nhau giữa các ngân hàng và công ty tài chính. Họ không tìm thấy sự

dẫn truyền hoàn toàn của lãi suất.

Mark A.Weth (2002) đã nghiên cứu về sự dẫn truyền từ lãi suất thị trường sang lãi

suất cho vay ở Đức. Ông cho rằng tổ chức tín dụng lớn hơn điều chỉnh lãi suất cho

vay thị trường nhanh hơn tổ chức nhỏ do các tổ chức lớn tiếp cận tốt hơn với thị

trường vốn và linh hoạt thay đổi để bù đắp sự thay đổi trong lãi suất chính sách.

Hasan Muhammad Mohsin (2011) đã tiến hành nghiên cứu và rút ra kết luận tại

Pakistan thì đối với lãi suất cho vay, sự dẫn truyền cao nhất là cho ngân hàng nhà

nước, sau đó là ngân hàng tư nhân, ngân hàng nước ngoài và các ngân hàng đặc biệt

khác. Vì vậy, chính sách tiền tệ ảnh hưởng đến lãi suất cho vay nhiều hơn lãi suất

huy động ở Pakistan.

Còn theo Stelios Karagiannis, Yannis Panagopoulos và Prodromos Valmis, (2010)

Có hai lí do chính để giải thích cho sự điều chỉnh bất cân xứng của lãi suất bán lẻ để

đáp ứng sự thay đổi lãi suất bán buôn là do hành vi của người tiêu dùng (hay lý

thuyết phản ứng của người tiêu dùng – customer reaction hypothesis – là lý thuyết

liên quan đến mức độ tinh tế của người tiêu dùng liên quan đến thị trường vốn).

Người đi vay hoặc người gởi tiền càng tinh tế, ngân hàng càng miễn cưỡng thực

hiện sức mạnh thị trường đến lợi ích của nó. Giả thuyết này cho thấy sự điều chỉnh

bất cân xứng, với lãi suất cho vay là tăng nhanh còn lãi suất tiền gởi là giảm chậm.

Đây là trường hợp mà ngân hàng hoạt động có tính cạnh tranh cao và nó lo sợ phản

ứng tiêu cực từ khách hàng khi tăng lãi suất cho vay và giảm lãi suất tiền gởi và giả

thuyết thông đồng giá của ngân hàng (bank’s collusive pricing hypothesis – lý

thuyết cho rằng ngân hàng có khuynh hướng giảm lãi suất huy động và tăng lãi suất

cho vay khi họ có khả năng thực hiện sức mạnh thị trường và điều chỉnh lãi suất có

12

lợi cho mình). Trường hợp này thì lãi suất cho vay là giảm chậm và lãi suất tiền gởi

là tăng chậm.

Ben Petro, John Mcdermott (2003) đã khảo sát mối quan hệ giữa lãi suất tiền mặt,

lãi suất thị trường tiền tệ và lãi suất được tính bởi các định chế tài chính ở New

Zealand. Ngoài ra, tác giả còn xem xét sự khác biệt trong quy mô dẫn truyền trước

và sau khi thực hiện OCR và mức độ thay đổi trong lãi suất thị trường tiền tệ được

dẫn truyền vào lãi suất cho vay nhà ở của ngân hàng. Bài viết còn tranh luận rằng,

với chính sách mới, thị trường trở nên minh bạch hơn, nhờ vào các hằng số OCR

trong một thời gian dài. Mức độ dẫn truyền hiện tại cho lãi suất thả nổi là lớn mặc

dù có các yếu tố giảm nhẹ như mức độ cạnh tranh, cấu trúc bảng cân đối kế toán của

các ngân hàng và rủi ro tín dụng ảnh hưởng đến lợi nhuận

Harald Sander, Stefanie Kleimeier (3.2006) đã điều tra sự dẫn truyền lãi suất trong

bốn khu vực thị trường tiền tệ thông thường (CMA) của các nước thuộc liên minh

thuế quan Nam Phi (SACU) trong khoảng thời gian từ 1991 đến 2005. Kết quả của

tác giả chỉ ra rằng các thị trường cho vay ngân hàng của CMA, sự dẫn truyền

thường thường nhanh và hoàn toàn. Thị trường tiền gửi thì thường không đồng nhất

hơn bằng việc thể hiện ra các mức độ khác nhau trong tính cứng của lãi suất và sự

điều chỉnh không đối xứng trong một vài nước. Vì vậy nhà làm chính sách nên chú

ý đến sự canh tranh không hoàn hảo có thể là trọng tâm của sự khác biệt giữa các

nước trong sự truyền dẫn tiền tệ ở CMA.

Hannan và Berger (1991) và Neuman và Sharpe (1992) là những người đầu tiên

nghiên cứu tính cứng của lãi suất tiền gởi. Trong khi giả định sự dẫn truyền là hoàn

toàn và lập tức cho lãi suất cho vay, họ kiểm tra sự tác động của sức mạnh thị

trường trong thị trường tiền gởi dựa trên tính cứng của nó ở Mỹ. Họ thấy rằng sự

điều chỉnh bất cân xứng trong lãi suất tiền gởi, những ngân hàng điều chỉnh lãi suất

tiền gởi tăng chậm hơn so với khi điều chỉnh xuống và họ cho rằng đó là do sức

mạnh thị trường của các ngân hàng trong thị trường tiền gởi (những ngân hàng có

thể chi phối lãi suất).

13

Marco và Alessandro (2003) nghiên cứu về tính cứng của lãi suất bán lẻ ngân hàng

ở Mỹ, trong phân tích của mình, họ ngụ ý rằng, các ngân hàng không thể gây ảnh

hưởng đến hành vi cho vay vì họ chỉ là một phần tử nhỏ trong thị trường, do đó, họ

cho rằng, sự dẫn truyền đến lãi suất bán lẽ là ngay lập tức và hoàn toàn.

Dutta và các cộng sự (1999) đã đưa ra kết quả nghiên cứu là chi phí thực đơn cho

mỗi lần thay đổi giá cả của chuỗi các cửa hàng thuốc lớn ở Mỹ là tương tự với

những báo cáo cho chuỗi các siêu thị lớn ở Mỹ. Ngoài ra, các nhà nghiên cứu còn

nhận thấy rằng, cả hai hình thức bán lẻ trên đều phụ thuộc rất nhiều vào chiến dịch

quảng cáo và cả hai đều sử dụng quy tắc định giá phụ thuộc vào thời gian. Điều này

cho thấy là, ít nhất một phần nào đó của chi phí thực đơn có khả năng ảnh hưởng đối

với nhiều loại sản phẩm bán lẻ khác nhau, không chỉ riêng những sản phẩm được

niêm yết. Chúng ta cũng có thể hình dung rằng, những kết quả trên cũng đúng trong

lĩnh vực tài chính khi mà lãi suất được xem như là giá cả của những khoản vay.

Claudia Kwail and Johann Scharler (1.2007) đã phân tích về tính chắc chắn của

mô hình giá có tính cứng đơn giản, thể hiện được rằng lãi suất bán lẻ điều chỉnh

chậm chạp so với những thay đổi của lãi suất chính sách tiền tệ và sự dẫn truyền này

có khả năng sẽ không hoàn toàn. Một kết quả chủ yếu của tác giả nữa là nếu sự dẫn

truyền đến lãi suất bán lẻ là không hoàn toàn trong dài hạn, thì nguyên tắc Taylor

tiêu chuẩn sẽ không còn đảm bảo cho một mức cân bằng được xác định.

M. van Leuvensteijn a, C. Kok Sørensen b, J.A. Bikkerc, A.A.R.J.M. van Rixteld

(2008) đã phân tích các tác động của cạnh tranh thị trường cho vay đối với lãi suất

cho vay và tiền gửi áp dụng ở các ngân hàng khu vực châu Âu trong thời gian 1994-

2004, bằng cách sử dụng một biện pháp mới cạnh tranh được gọi là chỉ số Boone.

Sử dụng phương pháp tiếp cận một mô hình hiệu chỉnh sai số (ECM) để đo lường

hiệu quả của cạnh tranh trên sự dẫn truyền của lãi suất thị trường sang lãi suất ngân

hàng, tác giả tìm thấy rằng các ngân hàng có xu hướng định giá các khoản vay của

họ theo quy định của thị trường trong nước khi áp lực cạnh tranh mạnh hơn.

14

Phân tích đ nh l ngị ượ

MacKinnon(1999) đề cập đến kiểm định phân số khả năng để đánh giá tính vững

chắc của mô hình. Bài nghiên cứu cũng cho rằng cách tiếp cận của Johansen đã

được sử dụng rộng rãi trong công tác ứng dụng, cung cấp một khuôn khổ thống nhất

để đánh giá và thử nghiệm trong bối cảnh của một vector tự hồi qui đa biến trong

mô hình hiệu chỉnh sai số (VECM) với các lỗi thông thường.

Phillips và Loretan (1991) đã dùng nhiều phương pháp khác nhau để ước lượng sự

cân bằng dài hạn của nên kinh tế hay mối quan hệ đồng liên kết. Họ tập trung vào

thực hiện bằng các phương trình đơn giản. Ngoài ra họ còn sử dụng các mô hình

như OLS, FM, SEECM. Từ kết quả chạy mô hình và so sánh với thực tế cho thấy,

kết quả của hai mô hình FM, ECM, SEECM có ý nghĩa thống kê hơn hẳn so với mô

hình OLS.

Henry (1995) đã phát triển một phương pháp kinh tế lượng hoạt động được thực

hiện bằng việc lập mô hình xây dựng. Giáo sư Hendry giải quyết các vấn đề về

phương pháp luận (tìm mô hình, đào bới dữ liệu, chiến dịch nghiên cứu hồi qui); với

các công cụ chủ yếu cho việc lập mô hình (phương pháp hồi qui, sự hoàn thành, siêu

ngoại sinh, kiểm định bất biến); và với các vấn đề thực nghiệm (cộng tuyến, phương

sai thay đổi, đo lường sai số.

II. CHÍNH SÁCH TIỀN TỆ Ở NEW ZEALAND Ngân hàng dự trữ New Zealand (RBNZ) có trách nhiệm điều hành chính sách tiền tệ

độc lập để đạt được sự ổn định giá cả, điều này được định rõ trong Thỏa thuận về

các mục tiêu chính sách (PTA). PTA là một hợp đồng cụ thể giữa thống đốc ngân

hàng dự trữ và bộ trưởng bộ tài chính trên danh nghĩa của chính phủ. Đây là thành

phần quan trọng của khuông khổ chính sách tiền tệ trong đạo luật ngân hàng dự trữ

được đưa ra năm 1989. PTA hiện tại, ký kết vào tháng 9 năm 2002, yêu cầu ngân

hàng dự trữ giữ cho lạm phát được đo bằng sự tăng trưởng CPI hằng năm cân bằng

ở mức 1-3% trong trung hạn.

Trong những năm 1990 và 1993 sự ổn định giá cả được định nghĩa là lạm phát từ 0

đến 2 phần trăm trong một năm. Hệ thống mục tiêu đã được mở rộng ra từ 0 đến 3

15

phần trăm trong tháng 12 năm 1996. Vì lạm phát đã thực sự ở bên ngoài phạm vi

mục tiêu trong gần hai năm từ thời điểm đó và không bao giờ dưới 1 phần trăm.

Trước đây, các ngân hàng đã đặt ra chính sách để tránh lệch khỏi phạm vi mục tiêu,

căn cứ vào hiệu ứng dẫn truyền trực tiếp từ giá cả nước ngoài thông qua tỷ giá lên

lạm phát (xem Huang, Margaritis và Mayes, 2001). Điều này nhằm để thiết lập hệ

thống tỷ giá như một mục tiêu trung gian. Sau đó ngân hàng đưa lạm phát trong

phạm vi mục tiêu trong 6-8 quí tiếp theo. Từ tháng 7/ 1997 đến tháng 3/ 1999,

RBNZ sử dụng chỉ số tiền tệ có điều kiện (MCI) như một phương tiện thông tin cho

các yêu cầu của chính sách tiền tệ. Kể từ tháng 3 năm 1999, RBNZ đã thay đổi công

cụ chính của chính sách quản lý số lượng tiền mặt qua đêm để thiết lập mức lãi suất

cho nó (lãi suất OCR). Tỷ lệ này được xem xét lại tám lần một năm.

Không giống như hầu hết các quốc gia khác, New Zealand đã không đặt lãi suất như

vậy trước năm 1999. Thay vào đó RBNZ điều khiển điều kiện thị trường bằng cách

định rõ lãi suất tín phiếu ngân hàng 90 ngày để phù hợp với mục tiêu ổn định giá

cả kết hợp với 1 phạm vi cho tỷ giá hoái đoái , đây là sự kết hợp lãi suất và tỷ giá

hối đoái trong 1 chỉ số MCI.

Ngân hàng thiết lập chính sách thông qua hoạt động “Open mouth operations”

(Guthrie và Wright, 2000). Thông thường việc tuyên bố chính sách tiền tệ hàng quý

như là phương tiện được sử dụng nhưng khi xảy ra sốc giữa 2 quý hoặc thị trường di

chuyển quá xa các thống đốc hay các thành viên cao cấp của các ngân hàng sẽ phát

hành một tuyên bố ngắn gọn nói về những gì các ngân hàng muốn. Thay đổi bất ngờ

hiếm khi xảy ra và các quyết định của ngân hàng sẽ được thị trường thông qua.

Bằng cách thay đổi một OCR ngân hàng thông qua một quy ước tỷ lệ tiền lệ thay thế

cho mục tiêu định lượng.

Theo thông tin mở rộng từ webside của RBNZ, hầu hết các ngân hàng thương mại

đều đăng ký tài khoản thanh toán tại RBZN. Thông thường các cá nhân trên thị

trường thanh toán với nhau qua tài khoản tại các ngân hàng khác nhau. Các ngân

hàng này thực hiện nghĩa vụ thanh toán với nhau, thay cho khách hàng, thông qua

tài khoản thanh toán đăng ký tại ngân hàng dự trữ. Để ngăn chặn việc tích trữ tiền

mặt quá nhiều trong tài khoản thanh toán, RBZN qui định 1 hệ thống phân tầng số

16

lượng tiền mặt. Nghĩa là mỗi ngân hàng thương mại chỉ được giữ 1 số lượng tiền

mặt xác định phù hợp với nhu cầu thanh toán. Vào cuối ngày, sẽ có 1 số ngân hàng

có thặng dư tiền mặt( số lượng tiền mặt cao hơn nhu cầu), trong khi 1 số ngân hàng

khác thâm hụt tiền mặt.

Đối với các ngân hàng có thặng dư tiền mặt, RBZN sẽ trả 1 mức lãi suất dưới mức

OCR cho số lượng thặng dư này. Đối với các ngân hàng thiếu hụt, RBZN sẽ cho vay

với mức lãi suất trên mức OCR. Ngân hàng trung ương hoạt động như một người

tạo thị trường trong thị trường tiền tệ ngắn hạn mà không có bất kỳ giới hạn áp đặt

trên số tiền giao dịch mua bán, không có ngân hàng thương mại có khả năng cung

cấp các khoản vay ngắn hạn tại một tỷ lệ cao hơn đáng kể so với mức OCR. Trong

một hệ thống tài chính cạnh tranh, các ngân hàng khác đưa ra giá rẽ hơn bằng cách

vay mượn tiền từ ngân hàng dự trữ. Tương tự, một tổ chức tài chính không cho vay

ngắn hạn tại mức thấp hơn nhiều so với OCR từ khi nó có thể cho vay từ ngân hàng

dự trữ ở mức OCR, mà không có bất kỳ rủi ro tín dụng nào.

Bằng cách cho vay hoặc vay tiền qua đêm không hạn chế, ngân hàng dự trữ có thể

duy trì tỷ lệ lãi suất liên ngân hàng ngắn hạn tại mức OCR. Bằng cách thiết lập

OCR, ngân hàng dự trữ có ảnh hưởng đáng kể đến các loại lãi suất ngắn hạn, ví dụ,

lãi suất tín phiếu 90 ngày,lãi suất thả nổi thế chấp, vv. OCR cũng có thể ảnh hưởng

đến tỉ lệ lãi suất bán lẻ khác được quản lý bởi ngân hàng thương mại và các loại

hình tổ chức tài chính khác. Do đó, những thay đổi trong OCR sẽ ảnh hưởng đến

mức độ tổng thể của hoạt động kinh tế trong nước và lạm phát. Tuy nhiên, quá trình

này mất thời gian và tốc độ điều chỉnh khác nhau trên các phương tiện và theo thời

gian.

III. SỰ CỨNG NHẮC TRONG TIẾN TRÌNH ĐIỀU CHỈNH LÃI SUẤT

Sự điều chỉnh lãi suất bán lẻ bởi các định chế tài chính khi có sự thay đổi trong lãi

suất chuẩn trên thị trường tiền tệ hoặc lãi suất chính sách là có dự tính trước và sự

dẫn truyền có thể là không hoàn toàn. Trong tài liệu của những đất nước công

nghiệp, hiện tượng giống nhau ở thị trường hàng hóa được biết đến như là sự cứng

nhắc trong việc thay đổi giá (giá cả chậm thay đổi). Sự cứng nhắc trong tiến trình

17

điều chỉnh lãi suất là do một số nhân tố như chi phí thực đơn, chi phí chuyển đổi cao

(chi phí phát sinh khi khách hàng chuyển đổi nhãn hiệu, sản phẩm qua sang đối thủ

cạnh tranh), cạnh tranh không hoàn hảo và bất cân xứng thông tin.

Dưới giả thuyết chi phí thực đơn, ngân hàng miễn cưỡng thay đổi lãi suất của họ

nếu sự thay đổi trong lãi suất chuẩn là rất nhỏ và/hoặc tạm thời (xem ở Dutta et al.

1999). Vì có sự điều chỉnh chi phí bao gồm sự thay đổi trong lãi suất bán lẻ của

ngân hàng đến khách hàng, ngân hàng có thể phản hồi chậm đến thay đổi tạm thời

trong lãi suất chính sách tiền tệ, nhưng nhanh chóng hơn trong những thay đổi vĩnh

viễn của lãi suất chính sách.

Dưới giả thuyết chi phí chuyển đổi, khách hàng không có khuynh hướng chuyển đổi

sản phẩm tài chính và/hoặc định chế tài chính để tìm kiếm những nguồn vốn hay cơ

hội đầu tư tốt hơn vì chi phí chuyển đổi cao (xem Heffernan, 1997). Khách hàng cần

tốn thời gian và công sức để tìm hiểu ngân hàng nào cung cấp đề nghị tốt nhất và

họ có thể nhanh chóng nhận thấy sự bất tiện và/hoặc tốn quá nhiều chi phí cho việc

chuyển đổi ngân hàng. Ví dụ, trong trường hợp thanh toán trước các khoản vay và

rút sớm các khoản tiền gởi, một số ngân hàng có thể tính phí cho khách hàng để hạn

chế việc này. Sự cứng nhắc trong lãi suất có thể là do việc ngân hàng lợi dụng tính ì

khách hàng của các trong việc chuyển đổi sản phẩm tài chính và/hoặc định chế tài

chính. Nếu các ngân hàng có thể định giá sản phẩm của họ để lợi dụng tính ì của

khách hàng thì lãi suất được kỳ vọng sẽ tăng chậm cho tiền gởi của khách hàng,

giảm chậm cho nợ. Theo nghĩa khác, ngân hàng có thể điều chỉnh lãi suất tiền gởi

lên chậm và điều chỉnh lãi suất nợ xuống chậm. Điều này sẽ dẫn đến sự bất cân

xứng trong tốc độ điều chỉnh lãi suất.

Dưới lý thuyết cạnh tranh không hoàn hảo, bởi vì có sự bắt tay làm giá giữa các

ngân hàng, điều chỉnh lãi suất trong thị trường không cạnh tranh có thể bất cân

xứng, lãi suất huy động được kỳ vọng tăng chậm trong khi lãi suất cho vay được kỳ

vọng giảm chậm (xem Hannan và Berger, 1991, Neuman và Sharpe, 1992).

Cuối cùng, theo giả thuyết bất cân xứng thông tin, ngân hàng phải đối mặt với tình

trạng xấu khi bất cân xứng thông tin giữa người mua và người bán và vấn đề rủi ro

đạo đức khi ngân hàng được yêu cầu tăng lãi suất cho vay để đáp ứng sự tăng lên

18

trong lãi suất thị trường (xem Stiglitz và Weiss, 1981). Sự xuất hiện của chi phí đại

diện làm cho ngân hàng miễn cưỡng tăng lãi suất cho vay lên đáng kể trong thời

gian ngắn. Lãi suất cho vay cao hơn làm cho việc thu hồi nợ khó khăn hơn, điều này

dẫn đến nhiều vấn đề về cho vay (vấn đề vỡ nợ). Trừ khi ngân hàng phải chịu áp lực

và lãi suất thị trường được kỳ vọng duy trì ở mức cao thì ngân hàng mới miễn cưỡng

tăng lãi suất cho vay. Thay vào đó, những ngân hàng có khuynh hướng hạn chế dư

nợ tín dụng khi có áp lực tăng trên lãi suất cho vay. Kết quả, lãi suất cho vay được

kỳ vọng tăng chậm hơn dưới mẫu bất cân xứng thông tin.

Sự phối hợp giữa những nhân tố trên có thể đóng vai trò khác nhau trong tiến trình

điều chỉnh lãi suất bán lẻ ngắn hạn và lãi suất dài hạn. Ví dụ, chi phí chuyển đổi và

chi phí thực đơn có khuynh hướng là nhân tố chính ảnh hưởng đến tốc độ điều chỉnh

trong ngắn hạn trong khi cạnh tranh không hoàn hảo và bất cân xứng thông tin có

khuynh hướng là nhân tố chính tác động đến sự dẫn truyền dài hạn (xem Bondt,

2002).

Vì vậy, nó đặt ra vấn đề là liệu lãi suất tiền gởi và lãi suất cho vay có tăng chậm và

giảm chậm hay không. Hơn nữa. cũng có khuynh hướng sự cứng nhắc trong lãi suất

bán lẻ đến các sản phẩm tài chính khác nhau là khác nhau. Ví dụ, những khác nhau

này có thể thấy ở lãi suất cho vay so với lãi suất huy động, thế chấp thả nổi so với

thế chấp lãi suất cố định, lãi suất ngắn hạn với lãi suất dài hạn, phụ thuộc vào mức

độ tương đối của tính ì khách hàng hoặc mức độ quan trọng của chi phí chuyển đổi.

Ví dụ, tính ì của khách hàng có thể lớn hơn nhiều đối với tiền gởi tiết kiệm hơn là

tài khoản tiền gởi.

Hannan và Berger (1991) và Neuman và Sharpe (1992) là những người đầu tiên

nghiên cứu tính cứng của lãi suất tiền gởi. Trong khi giả định sự dẫn truyền là hoàn

toàn và lập tức cho lãi suất cho vay, họ kiểm tra sự tác động của sức mạnh thị

trường trong thị trường tiền gởi dựa trên tính cứng của nó ở Mỹ. Họ thấy rằng sự

điều chỉnh bất cân xứng trong lãi suất tiền gởi, những ngân hàng điều chỉnh lãi suất

tiền gởi tăng chậm hơn so với khi điều chỉnh xuống và họ cho rằng đó là do sức

mạnh thị trường của các ngân hàng trong thị trường tiền gởi (những ngân hàng có

thể chi phối lãi suất). Cottarelli và Kourelis (1994) là những người đầu tiên nghiên

19

cứu sự dẫn truyền đến lãi suất cho vay. Sử dụng mô hình tự hồi quy với biến trễ

(ADL), họ kiểm tra sự tác động của lãi suất cho vay đối với các nước phát triển và

nước đang phát triển với sự thay đổi trên lãi suất thị trường. Họ thấy rằng sự dẫn

truyền lãi suất khác nhau giữa các nước và tính cứng lãi suất cho vay này có thể

giảm xuống nhờ một vài nhân tố: sự tồn tại của thị trường đối với thương phiếu, lãi

suất thị trường tiền tệ ít biến động và rào cản khá yếu để cạnh tranh/gia nhập ngành.

Paisley (1994) và Heffernan (1997) kiểm tra mối quan hệ giữa lãi suất thị trường và

lãi suất bán lẻ ở Anh. Whilst Paisley (1994) không tìm thấy sự dẫn truyền hoàn toàn

trong lãi suất thế chấp ở tổ chức xây dựng Anh. Heffernan (1997) tìm thấy sự dẫn

truyền hoàn toàn trong việc hoàn trả thế chấp nhưng sự dẫn truyền không hoàn toàn

cho tài khoản tiết kiệm và tài khoản vãng lai của ngân hàng Anh và tổ chức xây

dựng. Hofmann và Mizen (2004) nghiên cứu 13 sản phẩm huy động và thế chấp của

định chế tài chính tư nhân Anh sử dụng mô hình phi tuyến và tìm thấy sự dẫn truyền

hoàn toàn cho lãi suất huy động nhưng không phải cho lãi suất thế chấp.

Mojon (2000) kiểm tra sự dẫn truyền ngắn hạn đến lãi suất cho vay và huy động ở 5

nước khu vực đồng tiền chung châu Âu (Bỉ, Đức, Pháp, Tây Ban Nha và Hà Lan),

giả định rằng có sự dẫn truyền hoàn toàn trong dài hạn. Ông thấy rằng lãi suất bán lẻ

phản ứng chậm đối với thay đổi trong lãi suất thị trường tiền tệ; lãi suất dài hạn phản

ánh chậm hơn so với lãi suất ngắn hạn, và có sự bất cân xứng trong mức độ dẫn

truyền. Sự dẫn truyền đến lãi suất cho vay cao hơn khi lãi suất thị trường đang tăng

hơn là khi nó đang giảm xuống, nhưng điều ngược lại là đúng cho lãi suất tiền gởi.

Bondt (2002) kiểm tra mối quan hệ giữa lãi suất trái phiếu chính phủ và lãi suất huy

động cũng như lãi suất cho vay trên cơ sở kỳ hạn phù hợp cho khu vực Euro. Ông ta

tìm thấy rằng sự dẫn truyền là hoàn toàn cho hầu hết lãi suất cho vay nhưng không

hoàn toàn lên tác động của cả lãi suất tiền gởi và lãi suất cho vay. Kleimeier và

Sander (2005) kiểm tra sự dẫn truyền trong thị trường bán lẻ của ngân hàng đối với

khu vực đồng euro và thấy rằng lãi suất cho vay phản ánh nhanh hơn đối với sự thay

đổi trong chính sách tiền tệ dự đoán.

Chong và các cộng sự (2005) kiểm tra lãi suất huy động ở các kỳ hạn khác nhau và

lãi suất cho vay ở cả ngân hàng thương mại và công ty tài chính ở Singapore và thấy

20

rằng định chế tài chính điều chỉnh lãi suất của họ lên chậm hơn so với điều chỉnh

giảm. Họ cũng thấy rằng tốc độ điều chỉnh khác nhau qua các sản phẩm tài chính và

khác nhau giữa các ngân hàng và công ty tài chính. Họ không tìm thấy sự dẫn truyền

hoàn toàn của lãi suất.

IV. PHƯƠNG PHÁP NGHIÊN CỨU

Trong tài liệu này, tác giả xem xét sự dẫn truyền cả trong ngắn hạn và dài hạn của

các lãi suất chính sách tiền tệ đến các loại lãi suất bán lẻ khác nhau cũng như là tốc

độ điều chỉnh của các động lực ngắn hạn đến mối quan hệ cân bằng trong dài hạn.

Mối quan hệ trong dài hạn giữa lãi suất bán lẻ và lãi suất thị trường tiêu chuẩn được

thể hiện như sau:

(1) yt = α0 + α1 xt + ε t

Trong đó: yt là lãi suất cho vay của ngân hàng hay lãi suất tiền gửi,

xt thể hiện lãi suất chính sách tương ứng hay lãi suất của thị trường

tiền tệ;

εt là sai số;

α0 và α1 là tham số dài hạn.

Các chuỗi lãi suất được mong đợi là sẽ lấy sai phân bậc 1, (I1), còn các biến và sai

số lại được kì vọng là sẽ dừng. Như đã được thảo luận trong Rousseas (1985), α0 là

tung độ gốc, α1 đo lường mức độ dẫn truyền trong dài hạn. Dẫn truyền dài hạn là

hoàn toàn nếu α1 là không khác biệt thống kê so với 1.

Tác giả ước lượng phương trình (1) là sử dụng phương pháp Phillips- Loretan

(1991). Phương pháp này đáp ứng tốt việc ước lượng mối quan hệ dài hạn, bao gồm

các biến được hợp nhất, nơi mà các động lực có thể đóng vai trò quan trọng trong

DGP (tiến trình tạo dữ liệu) cho yt. Nó được mô hình hóa bởi hệ thống ba phương

trình sau đây:

(1a) yt = α + β ′xt + u1t

(1b) ∆xt= u2t

2

21

Ở đây ut= [u1t,u ′2t ]′ là một vector cố định

Phương trình (1a) có thể được ước lượng bằng các cách sử dụng các phương trình

bậc nhất, và với điều kiện là phương trình được làm tăng một cách thích hợp, tính

chất gần đúng của phương thức ước lượng và phân phối của nó có thể được xác định

một cách dễ dàng. Các tính chất này xoay quanh mối quan hệ qua lại tồn tại giữa u 1t

và u2t, chúng được giả định rằng không đổi.

Nếu ma trận hiệp phương sai của ut là ma trận đường chéo (là ma trận chỉ có giá trị

ở đường chéo, còn các giá trị còn lại đều bằng 0), (vì thế mà các thành phần phân

chia của vector không cùng thay đổi) và ut cũng vậy. Sau đó, phương trình (1a) có

thể được ước lượng bằng cách dùng phương pháp bình phương bé nhất. Các ước

lượng sẽ được phân phối chuẩn, gần như là bé nhất, và sẽ được cân bằng đến các

ước lượng hợp lí cực đại của hệ thống các tham số. Kết quả này quan trọng vì nó

cho phép có một sự suy luận thống kê, bằng việc sử dụng các bảng thống kê chuẩn

được dùng với các biến hợp nhất.

Nếu ma trận hiệp phương sai của ut là ma trận đường chéo nhưng các số dư bị tự

tương quan (nhưng cũng là ma trận đường chéo), thì sự hồi qui có thể được tăng lên

trong giới hạn điều chỉnh sai số bị trễ, ngược lại với tác động của sự tự tương quan

của u1t. Giải pháp này có tác dụng bới vì các biến hồi qui độc lập- x t - là siêu ngoại

sinh. Chúng độc lập với giá trị trong quá khứ và tương lai của u1t. Và chúng vuông

góc với {u1t} t = −∞

Nếu u1t và u2t tương quan với nhau, người ta có thể làm dịu bớt các vấn đề mà chúng

gây nên bằng sự gia tăng hệ số hồi quy với độ sớm và trễ pha (lead and lag) của Δx t.

Số khác có thể suy nghĩ về điều này giống như việc dự báo để u1t chống lại sự sớm

và trễ pha của u2t, và sau đó ứng dụng định lí Frisch- Waugh Lovell. Sai số từ việc

dự báo này thì không tương quan với u2t, và vấn đề nội sinh hay không đồng nhất, vì

thế mà được xử lí. Việc đề cập đến sự sớm pha đã giới hạn các phản hồi từ u 1t về lại

u2t và điều này quan trọng trong điều kiện hợp lí. Vấn đề cơ bản là, với một tiên liệu

22

trước chúng ta không biết rằng u1t là tương quan với sự sớm pha của u2t hay là

ngược lại.

Kể cả các khác biệt về sự trễ pha hai phía có giới hạn được vấn đề nội sinh, thì khi

đó, vấn đề tự tương quan có thể cần được khắc phục bằng việc việc bao gồm thêm

cả độ trễ pha trong giới hạn điều chỉnh sai số, Phillips và Loretan sau đó có ước

lượng phương trình tiếp theo bằng cách dùng phương pháp bình phương bé nhất:

(1c)

Phillips và Loretan chứng minh rằng các ước lượng tham số từ việc ước lượng

phương trình bậc nhất này sẽ cân bằng với ước lượng hợp lí cực đại của hệ thống và

do đó có hiệu quả. Hơn thế nữa, các tham số gần như có phân phối chuẩn và không

chệch. Ngược lại, ước lượng OLS (bình phương bé nhất) của (1) trong khi có sự

tương thích mạnh, lại gần như không chệch hay được phân phối bình thường; và độ

chệch mẫu hữu hạn của nó có thể lớn và không đổi. Một thuận lợi nữa của việc xem

xét điểm đặc biệt của (1c) là nó giải thích rõ ràng cho vai trò của tính bất ngờ trong

chính sách ở quá khứ và sự thiết lập chính sách mong đợi trong tương lai, trong mối

quan hệ giữa lãi suất bán lẻ và các công cụ chính sách.

Phương trình (1) là một mô hình dài hạn. Vì sự thay đổi trong lãi suất của chính

sách tiền tệ, các ngân hàng sẽ không điều chỉnh lãi suất bán lẻ ngay lập tức. Lãi suất

ngắn hạn được kì vọng sẽ được điều chỉnh nhanh hơn lãi suất trung và dài hạn, vì nó

phụ thuộc vào lãi suất ngắn hạn trong tương lai cũng như lãi suất ngắn hạn hiện tại.

Để kiểm tra các động lực trong ngắn hạn của sự thay đổi trong lãi suất mà đáp ứng

lại với sự thay đổi của lãi suất chính sách hay lãi suất thị trường tiền tệ, tác giả sử

dụng phương pháp hiệu chỉnh sai số cấu trúc (structural error-correction). Phương

pháp này là các mô hình rõ ràng cùng với những thay đổi trong biến chính sách. Sự

thể hiện của mô hình hiệu chỉnh sai số (ECM) tương ứng với mô hình ADL(p.q)

thông dụng, được thể hiện như sau:

23

(2)

Trong đó: Δ thể hiện tiến trình lấy sai phân bậc một;

ε^ t-1 = ( yt −1 − α 0 − α1 xt −1 )thể hiện độ lớn của sự mất cân bằng

tại thời điểm (t-1) và nó là số dư của mối quan hệ dài hạn được cho trong

phương trình (1);

vt là mức sai số (error term).

Β0 đo lường lãi suất đương thời hay ảnh hưởng của lãi suất dẫn truyền

βi và ГI là các hệ số điều chỉnh linh động; và

δ thể hiện tốc độ điều chỉnh việc hiệu chỉnh sai số khi mà lãi suất cách

xa mức cân bằng. Dấu hiệu của δ được kì vọng là sẽ âm do sự trở về mức trung

bình tự nhiên của lãi suất. Kiểu phương trình giống nhau có thể được chỉ rõ, để mô

tả các động lực của sự điều chỉnh trong lãi suất chính sách (Δxt )

Độ trễ điều chỉnh trung bình (mean adjustment lag- MAL) của sự dẫn truyền hoàn

toàn cho một mô hình ADL(q,p) thông thường hay sự tham số hóa mô hình ECM

tương đương của nó, có thể được tính toán bằng cách sử dụng công thức của Hendry

(1995). Cho trường hợp đặc biệt của một mô hình ADL(1,1), được đơn giản hóa như

sau:

MAL = (β o − 1) / δ (3)

MAL đơn giản là bình quân gia quyền của tất cả các độ trễ và nó là một phương

pháp đo lường tốc độ lãi suất bán lẻ phản ứng lại với sự thay đổi của lãi suất chính

sách.

Một vài học thuyết chỉ ra rằng sự điều chỉnh trong ngắn hạn có thể không đối xứng,

mặt khác, tốc độ điều chỉnh có thể khác biệt khi mà lãi suất nằm trên mức cân bằng

với khi lãi suất nằm dưới mức cân bằng (xem Chong et al, 2005 và Scholnick,

1996). Để kiểm định sự tồn tại của sự điều chỉnh bất đối xứng trong lãi suất bán lẻ ở

New Zealand, tác giả thêm một biến giả λ vào phương trình (2). λ bằng với 1 nếu số

24

dư ε^t-1 là dương, và bằng 0 cho các trường hợp khác. Phương trình động lực bất đối

xứng trong ngắn hạn được thể hiện dưới đây:

(4)

Trong đó δ2 thể hiện tốc độ điều chỉnh hiệu chỉnh sai số khi mà lãi suất nằm trên giá

trị cân bằng của nó. δ3 thể hiện tốc độ điều chỉnh hiệu chỉnh sai số khi lãi suất nằm

dưới mức cân bằng của nó. Để kiểm định sự tồn tại của sự điều chỉnh bất đối xứng,

tác giả sử dụng kiểm định Wald tiêu chuẩn để xác định xem δ2 có sai khác nhiều so

với δ3 hay không.

Vì với trường hợp điều chỉnh bất đối xứng, có thể chỉ rõ độ trễ điều chỉnh trung bình

bất đối xứng (MAL) của sự dẫn truyền hoàn toàn bằng cách sử dụng công thức của

Hendry (1995). Đối với trường hợp đặc biệt của mô hình ADL(p,q), thì được cho

như dưới đây

MAL+= (β 0 − 1) / δ 2 (5)

MAL−= (β 0 − 1) / δ 3 (6)

Trong đó, MAL+ thể hiện độ trễ điều chỉnh trung bình khi mà lãi suất bán lẻ nằm

trên giá trị cân bằng và MAL- thể hiện độ trễ điều chỉnh trung bình khi mà lãi suất

bán lẻ nằm dưới giá trị trung bình của chúng.

V. D LI U VÀ K T QU PHÂN TÍCHỮ Ệ Ế Ả

D li uữ ệTác giả dùng chuỗi dữ liệu hàng tháng của lãi suất từ hai nguồn. Lãi suất thế chấp

cố định của các kì hạn từ 1 đến 3 năm, của các ngân hàng thương mại lớn ở New

Zealand, và phần dữ liệu còn lại, cụ thể là lãi suất cho vay cơ bản, lãi suất thế chấp

thả nổi và lãi suất tiền gửi trong thời gian 6 tháng, OCR và lãi suất liên ngân hàng

qua đêm. Tất cả chúng đến từ Ngân hang dự trữ New Zealand. Khoảng thời gian

25

mẫu là từ tháng 8/1994 đến 12/2004, là một khoảng thời gian trên 10 năm. Độ lớn

của mẫu là 125 cho hầu hết các chuỗi lãi suất.

Bảng 1 cung cấp các thống kê mô tả cho dữ liệu mẫu, Panel A chỉ ra rằng các thống

kê mô tả cho toàn bộ mẫu và Panel B chỉ ra điều đó cho mẫu con sau khi OCR được

giới thiệu, khoảng thời gian mẫu là từ 3/1999 đến 12/2004. Lãi suất thế chấp cố

định trung bình có tương quan dương với kì hạn, thể hiện bằng một đường cong dốc

lên. Panel B cũng chỉ ra rằng độ lệch tiêu chuẩn của lãi suất ở New Zealand thực tế

đã giảm xuống với sự ra đời của OCR. Trước đó, biến động hàng tháng của lãi suất

đã cao hơn nhiều, lớn hơn 1% cho hầu hết các chuỗi, với lãi suất liên ngân hàng qua

đêm có sự biến động cao nhất là 1.72%. Sau khi OCR được giới thiệu, lãi suất trở

nên bình ổn nhiều hơn so với trước đó, biến động hàng tháng của lãi suất đã giảm

xuống ở mức từ 0.6 đến 0.75%

Panel A: mẫu toàn bộ, giai đoạn 8/1994 – 12/2004

* Bắt đầu từ tháng 3/1999 khi OCR lần đầu được đưa ra

Mean Median Maximum Minimum Std Dev Obs.

OCR* 5.54 5.50 6.50 4.50 0.65 70

Interbank 6.54 6.15 10.00 3.30 1.72 125

Floating_rate 8.67 8.44 11.50 6.50 1.56 125

Fixed_1YR 8.04 7.50 11.50 5.90 1.49 125

Fixed_2YR 8.27 7.95 11.50 6.25 1.30 125

Fixed_3YR 8.41 8.25 11.50 6.30 1.17 125

Base_lending 10.55 10.36 12.75 8.36 1.24 125

Time_deposit(6MTH)

6.39 6.20 9.17 4.15 1.45 125

Panel B: mẫu con sau khi có OCR, giai đoạn 3/1999 – 12/2004 (số lượng

quan sát:70)

Series Mean MedianMaximum

Minimum Std.Dev.OCR 5.43 5.38 6.50 4.50 0.63

Interbank 5.44 5.53 6.50 4.07 0.64

Floating_rate 7.49 7.58 8.77 6.50 0.68

Fixed_1YR 6.91 6.85 9.25 5.90 0.65

Fixed_2YR 7.27 7.15 8.70 6.25 0.59

Fixed_3YR 7.55 7.50 8.80 6.30 0.61

26

Base_lending 9.70 9.88 11.09 8.36 0.75

Time_deposit (6MTH) 5.31 5.25 6.70 4.27 0.62

Bảng 1: thống kê mô tảCác hệ số tương quan từng cặp giữa các lãi suất khác nhau được ghi trong bảng 2.

OCR được thể hiện có mối tương quan cao với lãi suất thế chấp thả nổi, lãi suất tiền

gửi theo thời gian và lãi suất cho vay cơ bản, nhưng lại tương quan ít với lãi suất thế

chấp cố định. OCR cũng tương quan cao với lãi suất liên ngân hàng qua đêm.

OCR* InterbankFloating_Rate

Fixed_1YR

Fixed_2YR

Fixed_3YR

Base_lending

Interbank .984Floating_Rate 0.981 0.975Fixed_1YR 0.677 0.912 0.938Fixed_2YR 0.385 0.856 0.888 0.981Fixed_3YR 0.230 0.814 0.844 0.959 0.990Base_Lending 0.931 0.952 0.973 0.863 0.796 0.744Time_deposit 0.931 0.972 0.984 0.960 0.918 0.880 0.941

Bảng 2: những hệ số tương quan

Ki m đ nh tính d ng và ki m đ nh đ ng liên k tể ị ừ ể ị ồ ế

Trước khi thực hiện kiểm định đồng liên kết (cointegration), cần xác định các chuỗi

lãi suất cá nhân là các giai đoạn nghiệm đơn vị (unit root processes) và vì thế sự

khác biệt đầu tiên của chúng là chuỗi có tính dừng. Tác giả kiểm định giả thiết H0 là

chuỗi có nghiệm đơn vị (chuỗi không có tính dừng), và giả thiết thay thế H1 là chuỗi

có tính dừng, sử dụng Phillips- Perron (PP) và các tiến trình Dickey- Fuller tăng

thêm (ADF). Các kết quả của kiểm định tính dừng đối với các chuỗi lãi suất khác

nhau đã được tóm tắt ở bảng 3. Đối với bậc của các chuỗi này, các kết quả chỉ ra

rằng chúng ta không thể bác bỏ giả thuyết mà các chuỗi này có nghiệm đơn vị

(không có tính dừng) tại mức ý nghĩa 1%. Và tất cả các chuỗi sai phân bậc một có

27

tính dừng tại mức ý nghĩa 1%, ngoại trừ OCR mà chuỗi sai phân bậc một của nó là

có tính dừng tại mức ý nghĩa 5% đối với kiểm định ADF.

Các kết quả của việc kiểm định đồng liên kết được thể hiện trong bảng 4, và đã sử

dụng kiểm định Johansen’s Trace. Các kết quả của Johansen chỉ ra rằng tất cả các

chuỗi lãi suất bán lẻ là đồng liên kết với lãi suất liên ngân hàng iv

Kiểm định Phillips-Perron

Level First differenceSeries Prob. Bandwidth Obs Series Prob. Bandwidth ObsOCR 33.5% 5 69 D(OCR) 0.0% 4 68

Interbank 29.5% 6 124 D(Interbank) 0.0% 2 123Floating_Rate 36.3% 6 124 D(Floating_Rate) 0.0% 2 123

Fixed_1YR 32.3% 3 124 D(Fixed_1YR) 0.0% 1 123Fixed_2YR 32.1% 2 124 D(Fixed_2YR) 0.0% 3 123Fixed_3YR 31.6% 1 124 D(Fixed_3YR) 0.0% 3 123

Base_lending 26.4% 6 124 D(Base_lending) 0.0% 2 123Time_deposit 37.1% 7 124 D(Time_deposit) 0.0% 3 123

Kiểm định ADF

Level 1st difference

Series Prob. LagMaxLag Obs Series Prob. Lag

MaxLag Obs

OCR 6.1% 2 10 67 D(OCR) 3.2% 1 10 67Interbank 28.2% 1 12 123 D(Interbank) 0.0% 0 12 123

Floating_Rate 14.8% 2 12 122 D(Floating_Rate) 0.0% 1 12 122Fixed_1YR 48.5% 0 12 124 D(Fixed_1YR) 0.0% 0 12 123Fixed_2YR 45.7% 0 12 124 D(Fixed_2YR) 0.0% 0 12 123Fixed_3YR 38.6% 0 12 124 D(Fixed_3YR) 0.0% 0 12 123

Base_lending 20.3% 1 12 123 D(Base_lending) 0.0% 0 12 123Time_deposit 21.7% 1 12 123 D(Time_deposit) 0.0% 0 12 123

Bảng 3: Kiểm định nghiệm đơn vị

Cointegration of series (y)with interbankrate(x)

(Normalised) Cointegrating Vector

Series r=0 r≤1 (1, -α1, αo)

28

Floating_rate15.79 4.84 (.051) (302)

(1, -0.91, -2.71)

Fixed_1YR19.48 5.39 (.064) (.243)

(1, -0.82, -2.64)

Fixed_2YR 21.61 5.53 (.045) (.230)

(1, -0.69, -3.69)

Fixed_3YR21.53 5.48(.033) (.235)

(1, -0.61, -4.39)

Base_lending

Time_deposit

14.78 5.12(.064) (.024)

24.56 6.59(.012) (.150)

(1, -0.61, -6.53)

(1, -0.84, -0.85)

Số trong ngoặc là giá trị p-values (MacKinnon-Haug-Michelis (1999))

Bảng 4: Kết quả kiểm định đồng liên kết của Jonhansen ( yt = α0 + α1 xt + ε t )

S d n truy n trong dài h n và s thay đ i c u trúcự ẫ ề ạ ự ổ ấĐã biết được rằng lãi suất liên ngân hàng qua đêm đồng liên kết với các lãi suất bán

lẻ khác nhau, tác giả sau đó có thể ước lượng diễn biến trong dài hạn cho toàn bộ

mẫu. Các kết quả của cả hai ước lượng Phillips- Loretan và ước lượng OLS được

thể hiện trong bảng 5. Các kết quả của tác giả chỉ ra rằng ước lượng Phillip- Loretan

có thể khác biệt rất lớn trong một vài trường hợp với ước lượng OLS. Vì thế, các kết

quả OLS, đặc biệt là t- values, nên được giải thích cẩn trọng. Mặt khác, từ bảng 4 và

5 chúng ta có thể thấy rằng, ước lượng Phillip- Loretan tương đồng với những kết

quả đạt được bằng việc sử dụng các chi tiết của mô hình 2 biến JohansenV.

Xuyên suốt trong toàn bộ khoảng thời gian mẫu, kiểm định thống kê X2 và p-value

trong hai cột cuối của các kết quả ở bảng 5, cho thấy rằng sự dẫn truyền trong dài

hạn là không hoàn toàn cho tất cả các chuỗi ngoại trừ lãi suất thế chấp 1 năm cố

định và thả nổi tại mức 5%. Các hệ số độ dốc nằm trong phạm vi 58.8% đến 93.4%

(sự dẫn truyền). Thông thường, mức độ của sự dẫn truyền dài hạn thì cao hơn đối

với lãi suất bán lẻ ngắn hạn. Đây là điều phù hợp với các giả thuyết kì vọng của cấu

trúc kì hạn của lãi suất. Vì OCR là lãi suất qua đêm, nên nó tương quan cao với lãi

29

suất ngắn hạn hơn là dài hạn. Lãi suất dài hạn không chỉ bị ảnh hưởng bởi lãi suất

ngắn hạn hiện hành mà còn bởi lãi suất ngắn hạn tương lai.

DependentVariable (y)

ConstantConstant

(OLS)Slope

Slope(OLS) R2 DW χ2( α =1)1 Prob.

Floating_rate2.498* (6.033)

2.094* (11.258)

0.934* (15.056)

1.004* (29.529)

0.978 1.826 1.127 0.289

Fixed_1YR2.780* (3.720)

3.648* (6.775)

0.793* (7.051)

0.621* (6.402)

0.954 1.964 3.374 0.066

Fixed_2YR3.742* (4.953)

5.772* (9.717)

0.686* (6.015)

0.297* (2.776)

0.943 1.976 7.713* 0.006

Fixed_3YR4.511* (5.236)

6.857* (11.390)

0.588* (4.532)

0.147 (1.349)

0.922 2.026 10.043* 0.001

Base_lending3.825* (2.440)

4.098* (15.701)

0.761* (9.598)

1.035* (22.021)

0.989 1.929 9.105* 0.002

Time_deposit0.957* (2.688)

0.445 (1.503)

0.825* (15.350)

0.907* (17.113)

0.991 1.981 10.669* 0.001

Ghi chú: biến x là lãi suất liên ngân hàng. Tốc độ của sự dẫn truyền được đo lường bởi hệ số α1.

* mức ý nghĩa 5%

Những số trong ngoặc là giá trị t của các hệ số ước lượng (giả thuyết H0: α1=0); tất cả những ước

lượng và số liệu thống kê đều được tính toán bằng cách sử dụng phương pháp Phillips-Loretan nếu

không có điều kiện khác. X2 (α1=1) là thống kê kiểm định cho lí thuyết rằng hệ số độ dốc thì bằng 1

(complete pass-through). Giá trị DW với hồi quy OLS (ko được đề cập ở đây) là khá thấp cho thấy

sự hiện diện của tương quan tuần tự và có thể bỏ qua những tác động này.

Bảng 5: sự dẫn truyền dài hạn (Ước lượng Phillips-Loretan) ( yt = α0 + α1x1 + εt)

Vì sự ra đời của OCR vào tháng 3.1999 đã thể hiện một sự thay đổi lớn trong chính

sách tiền tệ ở New Zealand, nên tiếp theo chúng ta kiểm định vấn đề là phải chăng

có một sự thay đổi cấu trúc kết hợp với sự ra đời của công cụ chính sách mới. Kiểm

định biến giả tiêu chuẩn được dùng để kiểm định sự chắc chắn của hệ số không đổi

và hệ số độ dốc của phương trình (1). Biến giả (D) nhận lấy giá trị 0 vào giữa tháng

30

8 năm1994 và tháng 2 năm 1999. (trước khi có sự xuất hiện của OCR) và nhận giá

trị 1 vào giữa tháng 3.1999 và 12.2004 (sau khi xuất hiện OCR). Các kết quả kiểm

định đối với sự dẫn truyền dài hạn được thể hiện trong bảng 6

Constant Slope Dummy (D)Slope Dummy

(D*x)

Coef. t-value Coef. t-value Coef. t-value Coef. t-value

Floating_rate 5.021 8.478* 0.629 8.720* -2.690 -3.831* 0.322 2.944*

Fixed_1YR 4.141 3.613* 0.646 4.632* -0.199 0.128 -0.086 -0.341

Fixed_2YR 5.018 3.220* 0.537 2.818* 1.471 0.855 -0.371 -1.341

Fixed_3YR 5.162 3.497* 0.526 2.911* 1.272 0.714 -0.304 -1.070

Base-lending 6.126 6.655* 0.674 6.020* -1.586 -2.054* 0.278 2.410*

Time_deposit 2.983 5.794* 0.593 9.492* -2.053 -3.002* 0.216 1.954**

Ghi chú: D là một biến giả. D=0 cho những quan sát trước tháng 3 năm 1999 và bằng 1 từ

tháng 3 năm 1999

Cột “slope dummy” đo lường những thay đổi trong sự dẫn truyền dài hạn sau khi chế độ OCR

được giới thiệu.

*mức ý nghĩa 5%, ** mức ý nghĩa 10%

Bảng 6: Sự thay đổi cấu trúc

(Ước lượng Phillips-Loretan) (yt = α0 + α1x1 + α2D + α3D*xt + εt)

Các kết quả cho thấy rằng trước khi ra đời OCR vào 1999, mức dẫn truyền dài hạn

cho tất cả các chuỗi nằm trong khoảng 52.6% đến 67.4%, không có cái nào là dẫn

truyền hoàn toàn. So sánh với sau khi ra đời OCR, mức dẫn truyền cho lãi suất thế

chấp thả nổi, lãi suất cho vay cơ bản và lãi suất tiền gửi 6 tháng đã tăng, nhưng đối

với lãi suất thế chấp 1-3 năm cố định thì không thay đổi nhiều. Thực chất, mức dẫn

truyền là hoàn toàn về mặt thống kê đối với lãi suất cơ bản và thả nổi tại mức 5%,

và đối với lãi suất tiền gửi 6 tháng tại mức 10% (p- value cho kiểm định các giả

thuyết mà tổng các hệ số độ dốc bằng 1 trong bảng 6 là 0.653, 0.746 và 0.087, cụ

thể là đối với phương trình lãi suất thả nổi, lãi suất tiền gửi 6 tháng và lãi suất cho

vay cơ bản)

31

Sự tăng lên của sự dẫn truyền dài hạn từ lãi suất chính thức đến lãi suất bán lẻ hầu

như là do biến động lãi suất ít hơn, có tính minh bạch hơn và cũng bởi vì tính cạnh

tranh trong thị trường. Sau khi có sự ra đời của OCR, lãi suất, được mong đợi là trở

nên ít biến động hơn, điều này được thể hiện trong bảng 1. Với nhiều lãi suất ít biến

động hơn, chúng ta kì vọng rằng chi phí để điều chỉnh lãi suất ngân hàng sẽ giảm đi,

và từ đó có sự dẫn truyền ở mức cao hơn. Thêm nữa, với sự ra đời của OCR, sẽ có

sự minh bạch hơn trong việc thiết lập chính sách và truyền dẫn đến thị trường tài

chính, dẫn đến sự cạnh tranh nhiều hơn trong ngành công nghiệp ngân hàng.

Kleimeier và Sander (2005) cũng chỉ ra rằng tính minh bạch nhiều hơn trong sự

quản lí của chính sách tiền tệ có thể làm tăng mức độ sự dẫn truyền dài hạn.

Trong khi tính minh bạch tăng lên trong chính sách tiền tệ và sự giảm xuống sau đó

của biến động có thể giải thích cho sự tăng lên trong mức độ dẫn truyền dài hạn đối

với lãi suất thả nổi và lãi suất tiền gửi cố định, thì nó lại không có ảnh hưởng gì tới

lãi suất thế chấp cố định. Một lí do cho việc này có thể là sự tín nhiệm quá lớn của

các ngân hàng New Zealand đối với nợ nước ngoài

Do tỉ lệ tiết kiệm là âm đối với khu vực dân cư ở New Zealand, các ngân hàng và

các định chế tài chính khác ở New Zealand thu hút nguồn tài chính một cách linh

hoạt từ ngân quĩ toàn cầu của họ, cụ thể là ở thị trường đồng Euro và đồng Đôla.

Mrột công cụ hỗn hợp như các khoản nợ ngân hàng, thương phiếu Euro, kì phiếu

trung hạn và cổ phần được sử dụng. Trong lí thuyết, một số lượng lớn nợ nước

ngoài không thể làm cho chính sách tiền tệ ở NEW Zealand ít hiệu quả hơn, nếu các

ngân hàng dựng rào cản một cách hiệu quả chống lại rủi ro tiền tệ đối với nợ nước

ngoài. Bằng việc hoán đổi thành nội tệ trôi nổi hay cố định (cụ thể là Đôla New

Zealand) thông qua hợp đồng hoán đổi ngoại hối (FX) và hoán đổi lãi suất tiền tệ

chéo, chi phí vay nợ nước ngoài có hiệu quả sẽ giống như lãi suất trong nước có

cùng kì hạn, bỏ qua chi phí giao dịch khi có rào cản. Trong trường hợp này, các

ngân hàng đang vay tổng hợp từ nước ngoài. Dưới sự ngang giá lãi suất, các thay

đổi trong lãi suất nội địa sẽ được phản ánh trong chi phí ngân quỹ. Nếu bảo hiểm rủi

ro ngoại hối không được thực hiện, thì việc vay từ nước ngoài sẽ có ảnh hưởng lớn

đến tính hiệu quả của chính sách tiền tệ trong một đất nước chính vì sự thiếu hụt.

Thực tế thì, rủi ro ngoại hối ngắn hạn có thể được giảm thiểu dễ dàng bằng các hợp

32

đồng hoán đổi ngoại hối, hoán đổi tiền tệ, việc hạn chế rủi ro tiền tệ dài hạn thì tốn

kém và ít hiệu quả hơn, làm suy giảm tính hiệu quả của chính sách tiền tệ trong

nước. Hơn nữa, nếu bảo hiểm rủi ro được thực hiện bằng các hợp đồng quyền chọn,

thì biến động tiền tệ cũng như lãi suất nội địa có thể ảnh hưởng đến chi phí bảo hiểm

cũng như chi phí ngân quỹ thực sự, ảnh hưởng đến tính hiệu quả của chính sách tiền

tệ lên lãi suất bán lẻ. Các kết quả của tác giả gợi mở rằng rủi ro ngoại hối ở các kì

hạn dài hơn có thể không được đảm bảo một cách hiệu quả ở New Zealand.

Sự dẫn truyền ngắn hạn và tốc độ điều chỉnh

Tác giả sử dụng các trình bày chi tiết của các mô hình hai biến số hiệu chỉnh sai số

cấu trúc (SEC) để ước lượng các động lực ngắn hạn của sự điều chỉnh cho lãi suất

bán lẻ và lãi suất bán buôn tiêu chuẩn. Các kết quả của điều chỉnh lãi suất bán lẻ

được thể hiện trong bảng 7. Tác giả chỉ thể hiện các ước lượng cho ảnh hưởng và hệ

số hiệu chỉnh sai số. Các ước lượng hệ số cho các biến khác ở phương trình lãi suất

bán lẻ và các kết quả của phương trình lãi suất liên ngân hàng không được thể hiện

nhưng lại có sẵn cùng theo yêu cầu. Tất cả các tham số đều có dấu hiệu đáng kì

vọng và có ý nghĩa thống kê. Các hệ số dẫn truyền ảnh hưởng, β0, thì dương và có ý

nghĩa thống kê. Đối với lãi suất thế chấp cố định, sự dẫn truyền đi kèm, giới hạn từ

35.3% cho lãi suất cho vay cơ bản đến 86.2% cho lãi suất cố định 1 năm. Tất cả các

ước lượng của tốc độ hiệu chỉnh sai số hay tốc độ điều chỉnh, δ, thì âm và có ý nghĩa

thống kê, chỉ ra tốc độ điều chỉnh trở lại mức trung bình của lãi suất bán lẻ đến các

giá trị cân bằng dài hạn của nó. Độ trễ điều chỉnh trung bình chỉ ra 1 một hiện tại

khá đơn giản, chỉ tốn ít hơn 1 tháng đối với lãi suất cố định 1 năm để điều chỉnh về

đến mức trung bình, nhưng tốn gần 4 tháng cho lãi suất thế chấp cố định 3 năm để

thực hiện tiến trình giống vậy.

Series βo t-value Δ t-value MAL

Floating_rate0.415

1.87** -0.321 -3.74*0.94

Fixed _1YR0.862

4.20* -0.216 -3.14*0.64

Fixed _2YR0.480

2.09* -0.154 -2.76*1.75

33

Fixed _3YR0.486

2.49* -0.138 -2.53*3.79

Base_lending0.353

6.46 * -0.153-3.11

*3.24

Time_deposit0.829

8.50 * -0.237 -3.54 *0.72

MAL: Độ trễ của sự điều chỉnh trung bình (see Hendry 1995)

Mức ý nghĩa 5%; ** mức ý nghĩa 10%

Bảng 7: Sự dẫn truyền ngắn hạn và tốc độ điều chỉnh (Ước lượng SEC)

(∆yt = Σβi∆xt-I + Σγi∆yt-I + δεt-1 + ηt)

Lãi suất bán lẻ ngắn hạn,e.g, lãi suất cố định 1 năm và lãi suất tiền gửi thời gian 6

tháng chỉ ra mức độ dẫn truyền ngắn hạn lớn hơn và tốc độ điều chỉnh cũng nhanh

hơn. Các ngân hàng đã biết điều này để cạnh tranh mạnh mẽ trong những phân khúc

như vậy và nhiều hơn nữa dưới chế độ OCR. Thế chấp nhà ở rất quan trọng với các

ngân hàng ở New Zealnad. Suốt vài năm qua, chúng chiếm tới 50% trong tất cả các

danh mục cho vay của ngân hàng. Với vài ngân hàng, nó chiếm tới hơn 70% trong

tổng cho vay và càng ngày càng tăng. Để đạt được thị phần thị trường thế chấp nhà

ở, các ngân hàng cạnh tranh dữ dội với nhau, đặc biệt là trong thì trường thế chấp lãi

suất ngắn hạn cố địnhvi. Cạnh tranh đối với vấn đề tiền gửi cũng được quan tâm.

Như đã thảo luận trước, lãi suất tiết kiệm ở New Zealand là thấp nhất trong các

nước công nghiệp và các ngân hàng phải vay một số lượng lớn của các quĩ bán buôn

từ nước ngoài để tài trợ cho tăng trưởng các khoản cho vay của họ. Tiền gửi trong

nước được ưa thích hơn vì chúng ổn định hơn và ít nhạy cảm với thay đổi trong lãi

suất.

Tốc độ điều chỉnh không đối xứng.

Tác giả ước lượng các mô hình hiệu chỉnh sai số cấu trúc, chấp nhận tốc độ khác

nhau của việc điều chỉnh đến mức cân bằng. Các kết quả trong mô hình điều chỉnh

bất đối xứng được thể hiện ở bảng 8. So sánh với các hệ số tốc độ điều chỉnh không

đối xứng, δ2 và δ3, không có bằng chứng nào về tốc độ điều chỉnh không đối xứng

cho bất kì lãi suất bán lẻ nào. Tác giả cũng đã ước lượng ảnh hưởng của sự ra đời

OCR trên tốc độ điều chỉnh không đối xứng, không có khác biệt nào mang ý nghĩa

thống kê. Có vài bằng chứng gợi ý rằng tốc độ khác biệt của sự điều chỉnh có thể

tồn tại đối với lãi suất cho vay cơ bản, nhưng các kết quả lại không kết luận điều

34

đó. Tác giả cũng điều tra khả năng ngân hàng điều chỉnh lãi suất tăng lên tại một tốc

độ khác hơn là điều chỉnh chúng giảm xuống trong suốt thời kì OCR có hiệu lực,

nhưng lại không có bằng chứng kết luận để gợi mở rằng đây thực ra chỉ là một

trường hợp. Có vài bằng chứng không rõ lập lại rằng các ngân hàng điều chỉnh lãi

suất tăng nhanh đối với lãi suất cho vay cơ bản OCR và cũng lập lại rằng họ điều

chỉnh lãi suất giảm nhanh hơn cho lãi suất cố định 1 năm. Kết quả sau này có thể

chỉ ra sự cạnh tranh gay gắt đang diễn ra giữa các ngân hàng trong thời gian gần đây

về thị phần trong phân khúc thị trường cụ thể này.

Series βo δ2 δ3χ2

(δ1=δ2))MAL+ MAL-

Floating_rate0.411** (1.760)

-0.324* (3.118)

-0.314* (2.381)

0.004 0.94 0.97

Fixed 1YR0.802* (4.112)

-0.220* (2.517)

- 0.296** (1.928)

0.182 0.90 0.67

Fixed 2YR0.479* (2.076)

-0.162* (2.156)

- 0.144** (1.684)

0.026 1.70 1.81

Fixed 3YR0.483* (2.461)

-0.145* (2.041)

-0.126 (1.402)

0.027 3.55 4.09

Base_lending0.391* (9.922)

-0.108; (1.426)

-0.214* (2.774)

0.823 7.84 3.95

Time_deposit0.825* (8.331)

-.0.248* (2.923)

-.0.219* (2.058)

0.049 0.70 0.80

Ghi chú:trong ngoặc là giá trị T-value. * mức ý nghĩa 5%, ** mức ý nghĩa 10%

D là biến giả. D = 0 cho những quan sát trước tháng 3 năm 1999 và bằng 1 cho những quan sát từ

tháng 3 năm 1999

Với mô hình ECM đối xứng, MAL+ đại diện cho độ trễ của việc điều chỉnh trung bình khi lãi suất

bán lẻ trên giá trị trung bình và MAL- đại diện cho độ trễ của việc điều chỉnh trung bình khi lãi

suất bán lẻ dưới giá trị trung bình. Β0 đo lường mức đọ của sự dẫn truyền trong ngắn hạn

Table 8: Sự dẫn truyền ngắn hạn và tốc độ điều chỉnh bất đối xứng (ước

lượng SEC)

VI. K T LU NẾ ẬTrong tài liệu này, tác giả xem xét các vấn đề sau:

35

Đầu tiên: xem xét sự dẫn truyền dài hạn của các lãi suất bán lẻ khác nhau, bao gồm,

lãi suất thế chấp ở các kì hạn khác nhau.

Thứ hai: kiểm tra sự dẫn truyền ngắn hạn và tốc độ điều chỉnh của những lãi suất

này, bằng cách dùng mô hình hiệu chỉnh sai số và kiểm định sự điều chỉnh đối xứng

và không đối xứng.

Cuối cùng: điều tra một thay đổi trong tiến trình điều hành chính sách tiền tệ như là

kết quả của việc chấp nhận sử dụng công cụ lãi suất tiền mặt chính thức (OCR) vào

1999, đã có tác động khác nhau đến sự dẫn truyền và tốc độ điều chỉnh của lãi suất ở

New Zealand

Các tìm kiếm của tác giả chỉ ra rằng dẫn truyền trong dài hạn của lãi suất bán lẻ

khác nhau giữa các sản phẩm tài chính. Lãi suất ngắn hạn cho thấy mức độ dẫn

truyền cao hơn và tốc độ điều chỉnh nhanh hơn lãi suất dài hạn, nhưng không có

bằng chứng mạnh mẽ nào về sự điều chỉnh không đối xứng. Bài nghiên cứu cũng

tìm ra rằng sự ra đời của OCR dẫn đến sự dẫn truyền tăng lên cho lãi suất thả nổi và

tiền gửi nhưng lại không có với lãi suất thế chấp cố định. Kết quả sau gợi mở rằng

trong một nền kinh tế nhỏ với số lượng lớn nợ nước ngoài thì hiệu quả của chính

sách tiền tệ có thể bị suy giảm.

Tổng quan: các kết quả của bài nghiên cứu này chỉ ra rằng lãi suất chính sách tiền

tệ có nhiều ảnh hưởng hơn lên lãi suất ngắn hạn. Chúng tôi cũng tìm ra bằng chứng

gợi mở rằng tính minh bạch tăng lên trong việc thực hiện chính sách tiền tệ đã làm

giảm tính biến động của lãi suất chính sách chính thức và dẫn đến sự cạnh tranh

nhiều hơn trong ngành công nghiệp ngân hàng. Vì tính minh bạch của chính sách

tiền tệ tăng lên và biến động lãi suất giảm đi, các thay đổi lãi suất ngắn hạn trong

tương lai trở nên không nhiều nữa, bằng cách đó làm tăng mức độ dẫn truyền của lãi

suất chính thức đến lãi suất bán lẻ trong sự kết nối với tính hiệu quả của chính sách

tiền tệ.

PH N 3. Ầ TÓM T T BÀI NGHIÊN C UẮ ỨBài viết này nghiên cứu thực tế ở thị trường New Zealand nhằm giải quyết vấn đề:

Quy mô dẫn truyền và tốc độ điều chỉnh của lãi suất bán lẻ khi lãi suất chuẩn thay

36

đổi ở New Zealand. Chi tiết hơn, tác giả đi sâu vào phân tích ba yếu tố của vấn đề

trên, gồm:

Thứ nhất, tác giả xem xét sự dẫn truyền dài hạn của lãi suất chính thức và lãi suất

liên ngân hàng đến các loại lãi suất bán lẻ khác nhau, tiêu biểu như: lãi suất huy

động và tín dụng, bao gồm lãi suất tín dụng cơ bản và lãi suất thế chấp tại các mức

kỳ hạn khác nhau. Phân tích yếu tố này cung cấp cho chúng ta một cái nhìn tổng

quát về thị trường tài chính ở New Zealand, nhằm làm cơ sở để phân tích các yếu tố

sau đây. Về quá trình dẫn truyền từ lãi suất chính sách sang lãi suất bán lẻ, có thể

diễn ra qua hai giai đoạn: từ lãi suất chính sách dẫn truyền sang lãi suất của thị

trường tiền tệ (chẳng hạn như: lãi suất liên ngân hàng, lãi suất tín phiếu kho bạc hay

trái phiếu chính phủ), sau đó từ lãi suất thị trường tiền tệ dẫn truyền qua lãi suất bán

lẻ. Giai đoạn 1 được xem như là dẫn truyền hoàn toàn, do đó, trong bài viết của

mình tác giả đã xem nguồn dẫn truyền là lãi suất chính sách hay lãi suất thị trường

tiền tệ đều được. Mặt khác, ở giai đoạn 2, sự dẫn truyền nhiều khả năng là không

hoàn toàn, giai đoạn này sẽ được nghiên cứu cụ thể trong bài viết.

Thứ hai, tác giả kiểm tra sự dẫn truyền ngắn hạn và tốc độ điều chỉnh của lãi suất

bán lẻ bằng mô hình hiệu chỉnh sai số (ECM), ngoài ra ông còn kiểm định tốc độ

điều chỉnh là cân xứng hay bất cân xứng. Tốc độ điều chỉnh là khoảng thời gian cần

thiết để lãi suất thay đổi từ giá trị này sang giá trị mục tiêu của nó ( xem Saleh M.

Nsouli, Mounir Rachel và Norbert Funke). Hiểu được tốc độ điều chỉnh này, nhà

làm chính sách có thể tác động vào quá trình điều chỉnh của các yếu tố đó nhằm

đem lại hiệu quả mong muốn cho nền kinh tế. Do đó, phần này, tác giả phân tích

quá trình sau: trong ngắn hạn, sự thay đổi trong lãi suất chính sách tiền tệ hay lãi

suất chuẩn trên thị trường tiền tệ dẫn truyền đến các loại lãi suất bán lẻ, sau đó lãi

suất bán lẻ sẽ được các định chế tài chính điểu chỉnh để đáp ứng sự thay đổi trong

lãi suất chính sách tiền tệ hay lãi suất chuẩn trên thị trường tiền tệ nhằm đạt được

giá trị mục tiêu. Ở phần hai của quá trình tác giả đưa ra một số yếu tố làm ảnh

hưởng đến quá trình điều chỉnh lãi suất, bao gồm: chi phí thực đơn, chi phí chuyển

đổi, cạnh tranh không hoàn hảo và bất cân xứng thông tin. Bốn yếu tố này, tác động

riêng rẽ hay kết hợp lại với nhau, làm cho quá trình điều chỉnh lãi suất diễn ra chậm

37

chạp hơn mong muốn, ở đây tác giả gọi đó là tính cứng nhắc trong quá trình điều

chỉnh lãi suất.

Cuối cùng, tác giả phân tích liệu sự thay đổi trong chính sách tiền tệ, cụ thể là gia

tăng tính minh bạch của nó, có gây ra một tác động nào đến sự dẫn truyền và tốc độ

điều chỉnh của các lãi suất bán lẻ ở New Zealand hay không? Chính sách tiền tệ ở

New Zealand đã trải qua một sự thay đổi lớn: chuyển từ mục tiêu số lượng tiền tệ

sang mục tiêu lãi suất trong điều hành thị trường. Bài viết cho rằng, sự thay đổi này

làm cho chính sách tiền tệ trở nên minh bạch hơn, để kiểm tra tác động của sự thay

đổi này, ông đã dùng các mô hình kinh tế lượng để phân tích sự dẫn truyền của các

lãi suất bán lẻ trước và sau khi có OCR.

Mô hình chung để tác giã kiểm định các vấn đề đặt ra là:

Yt = α0 + α1 xt + εt

Ở đây, yt là lãi suất cho vay của ngân hàng hay lãi suất tiền gửi, xt thể hiện lãi suất

chính sách tương ứng hay lãi suất của thị trường tiền tệ; εt là sai số; α0 và α1 là tham

số (parameters) dài hạn. Ngoài ra, để hiệu chỉnh các sai số ước lượng, tác giả đã sử

dụng một số mô hình khác nhằm tăng độ đúng đắn của các kểt luận, các mô hình

này sẽ được trình bày cụ thể trong phần IV của bài viết. Trong bài, tác giả đã sử

dụng phương pháp Phillips – Loretan, mô hình ECM, mô hình OLS, ngoài ra ông

còn dùng kiểm định sự tương quan, kiểm định đồng liên kết để phục vụ cho việc

chạy mô hình.

Bằng các bằng chứng thực nghiệm tác giả đã đưa ra kểt luận cho ba yếu tố của vấn

đề trên là:

Thứ nhất, các mức lãi suất bán lẻ ngắn hạn có sự dẫn truyền với quy mô lớn hơn

đồng thời có tốc độ điều chỉnh nhanh hơn so với các mức lãi suất dài hạn. Và sự dẫn

truyền từ lãi suất thị trường tiền tệ sang các loại lãi suất bán lẻ là không hoàn toàn.

Thứ hai, OCR làm gia tăng sự dẫn truyền cho lãi suất thả nỗi và lãi suất huy động

nhưng không gây ảnh hưởng đến các mức lãi suất thế chấp cố định. Ngoài ra, các

kết quả còn ngụ ý rằng, với một nền kinh tế nhỏ mở, nếu phụ thuộc quá nhiều vào

nước ngoài sẽ làm giảm hiệu quả của chính sách tiền tệ.

38

Tổng quan, tác giả kểt luận rằng, chính sách tiền tệ gây ảnh hưởng lớn hơn đối với

các mức lãi suất trong ngắn hạn. Hơn nữa, ông còn thấy rằng, gia tăng tính minh

bạch trong chính sách tiền tệ làm giảm biến động đối với lãi suất chính thức và làm

ngành công nghiệp ngân hàng trở nên cạnh tranh hơn. Cuối cùng, với sự gia tăng

tính minh bạch trong chính sách tiền tệ và lãi suất biến động ít hơn dẫn đến sự thay

đổi trong tương lai của lãi suất ngắn hạn sẽ trở nên ít biến động hơn, từ đó làm tăng

mức độ dẫn truyền của lãi suất chính thức đến lãi suất bán lẻ đồng thời góp phần gia

tăng hiệu quả của chính sách tiền tệ.

Gi i thích t : ả ừ1. Pass through: sự dẫn truyền. Ở đây là sự dẫn truyền từ lãi suất chính sách, lãi

suất liên ngân hàng sang lãi suất bán lẻ.

2. Adjustment Speed: tốc độ điều chỉnh. Là khoảng thời gian cần thiết để lãi suất

thay đổi từ giá trị này sang giá trị mục tiêu của nó

3. Retail interest rate: lãi suất bán lẻ. Là lãi suất cho các sản phẩm của ngân hàng

bán lẻ cung cấp bao gồm lãi suất huy động và lãi suất cho vay dưới các kỳ hạn

và hình thức khác nhau.

4. Wholesale rate: là lãi suất cơ bản mà ngân hàng trung ương thiết lập và là lãi

suất liên ngân hàng được xác định bởi sự tương quan cung cầu của những định

chế tham gia trên thị trường tiền tệ.

5. The Policy Targets Agreement (PTA): Thỏa thuận về các mục tiêu chính sách.

Là một hợp đồng cụ thể giữa thống đốc ngân hàng dự trữ và bộ trưởng bộ tài

chính trên danh nghĩa của chính phủ về việc quyết định các chính sách tiền tệ

như ổn định giá cả, mục tiêu chính sách, lạm phát xung quanh mục tiêu….

6. The Official Cash Rate (OCR): lãi suất được thiết lập bởi ngân hàng dự trữ để

đáp ứng mục tiêu lạm phát cụ thể theo thỏa thuận PTA. OCR được giới thiệu vào

3/1999 và được xem xét lại 8 lần/năm, ngoài ra OCR còn có thể được điều chỉnh

bởi những tác động bất ngờ đến với nền kinh tế. OCR tác động đến lãi suất bán

lẻ của New Zealand do ngân hàng dự trữ đề ra và là công cụ tác động đến mức

độ hoạt động của nền kinh tế và lạm phát.

39

7. Monetary Conditions Index (MCI): chỉ số tiền tệ có điều kiện. Là chỉ số được

tính từ một sự kết hợp tuyến tính của 1 số lượng nhỏ các biến trong nền kinh tế

có liên quan đến chính sách tiền tệ. Các biến này bao gồm lãi suất ngắn hạn và tỷ

giá hối đoái.

8. The 90-day bill rate: lãi suất tín phiếu 90 ngày. Tương tự như tín phiếu kho bạc,

nhà đầu tư mua tín phiếu 90 ngày với giá thấp hơn mệnh giá sau 90 ngày bán ra

với mệnh giá, phần chênh lệch chính là lợi nhuận nhà đầu tư có được.

9. The menu costs: chi phí thực đơn, là chi phí công ty phải chịu khi thay đổi giá

sản phẩm của nó, bao gồm chi phí phải bỏ ra để in ấn, phát hành giấy tờ, bảng

giá có liên quan khi có sự thay đổi giá đó và bao gồm cả phần doanh số bán hàng

mất đi do khách hàng e ngại mua sản phẩm do giá thay đổi.

10. The switching cost: chi phí chuyển đổi. Là chi phí mà khách hàng phải trả khi

thay đổi sản phẩm hay thay đổi ngân hàng cung cấp. ví dụ: khách hàng rút tiền

trước hạn từ ngân hàng này đem gửi vào ngân hàng khác thì phải tốn phí rút

tiền, phí tìm hiểu ngân hàng mới…

11. Mean adjustment lag( MAL): độ trễ hiệu chỉnh trung bình. là bình quân gia

quyền của tất cả các độ trễ và nó là một phương pháp đo lường tốc độ lãi suất

bán lẻ phản ứng lại với sự thay đổi của lãi suất chính sách.

40

Ph n 4: M R NG – xem xét s d n truy n c a lãi su t Vi t Naầ Ở Ộ ự ẫ ề ủ ấ ở ệ mNull Hypothesis: LSCHOVAY has a unit rootExogenous: Constant, Linear TrendLag Length: 0 (Fixed)    t-Statistic Prob.*Augmented Dickey-Fuller test statistic   -2.078631 0.5491Test critical values: 1% level -4.081666    5% level -3.469235    10% level -3.161518  

Bài này sử dụng số liệu lấy từ ngân hàng nhà nước Việt Nam bao gồm số liệu của

lãi suất tiền gởi, lãi suất cho vay và lãi suất liên ngân hàng (tất cả đều được lấy giá

trị cuối tháng và được tính theo đơn vị %/năm) và tính theo bình quân tất cả các kỳ

hạn. Mẫu được lấy từ 7/2004 đến tháng 12/2010 để kiểm tra về sự dẫn truyền của lãi

suất liên ngân hàng đến lãi suất cho vay và lãi suất bán lẻ đồng thời kiểm tra tốc độ

điều chỉnh về trạng thái cân bằng dài hạn của lãi suất bán lẻ. Đầu tiên, chúng ta sẽ

kiểm định tính dừng và sử dụng phương pháp bình phương bé nhất để tính toán sự

dẫn truyền trong dài hạn, sau đó rút ra phần dư và kiểm định tính dừng của phần dư

để kiểm định sự đồng liên kết (mối quan hệ dài hạn giữa các biến). Cuối cùng chúng

ta chạy OLS cho ECM để tìm được sự dẫn truyền trong ngắn hạn và tốc độ điều

chỉnh lãi suất về trạng thái cân bằng trong dài hạn.

Bảng 1: Kiểm định tính dừng cho 3 chuỗi dữ liệu gốc: LSCHOVAY,

LSTIENGOI, LSLNH (unit root test)

41

Null Hypothesis: LSLNH has a unit rootExogenous: Constant, Linear TrendLag Length: 0 (Fixed)    t-Statistic Prob.*Augmented Dickey-Fuller test statistic   -2.04388 0.5681Test critical values: 1% level -4.08167    5% level -3.46924    10% level -3.16152  

Sau khi kiểm định tính dừng (unit root test) bằng phương pháp ADF, ta thấy cả ba chuỗi lãi suất huy động, lãi suất cho vay và lãi suất liên ngân hàng đều không dừng. Ta tiếp tục lấy sai phân bậc I của chuỗi dữ liệu gốc để kiểm tra tính dừng của sai phân bậc I này.

Null Hypothesis: LSTIENGOI has a unit rootExogenous: Constant, Linear TrendLag Length: 0 (Fixed)    t-Statistic Prob.*Augmented Dickey-Fuller test statistic   -1.86074 0.6651Test critical values: 1% level -4.08167    5% level -3.46924  

  10% level -3.16152  

42

Bảng 2: Kiểm định tính dừng của dữ liệu ở sai phân bậc 1

Null Hypothesis: D(LSCHOVAY) has a unit rootExogenous: Constant, Linear TrendLag Length: 0 (Fixed)

    t-Statistic Prob.*Augmented Dickey-Fuller test statistic   -6.04874 0.0000Test critical values: 1% level -4.08336    5% level -3.47003    10% level -3.16198  

Null Hypothesis: D(LSLNH) has a unit rootExogenous: Constant, Linear TrendLag Length: 0 (Fixed)    t-Statistic Prob.*Augmented Dickey-Fuller test statistic   -9.56151 0.0000Test critical values: 1% level -4.08336    5% level -3.47003    10% level -3.16198  

Null Hypothesis: D(LSTIENGOI) has a unit rootExogenous: Constant, Linear TrendLag Length: 0 (Fixed)    t-Statistic Prob.*Augmented Dickey-Fuller test statistic

  -4.90827 0.0008

Test critical values: 1% level -4.08336    5% level -3.47003    10% level -3.16198  

Từ bảng trên, ta thấy giá trị |t| đều lớn hơn giá trị |t| ở các mức 1%, 5% và 10% nên

cả ba chuỗi số liệu đều dừng ở sai phân bậc I. Do vậy, ta sử dụng chuỗi số liệu gốc

để kiểm định đồng liên kết (tính dừng của phần dư) và chuỗi số liệu sai phân bậc I

để chạy mô hình ECM theo phương pháp OLS.

43

Bảng 3: Sự dẫn truyền trong dài hạn (yt = α0 + α1xt + εt)

Dependent Variable: LSCHOVAYMethod: Least SquaresDate: 03/23/12 Time: 09:49Sample: 2004M07 2010M12Included observations: 78Variable Coefficient Std. Error t-Statistic Prob. C 4.840162 0.466111 10.38415 0.0000LSLNH 0.865364 0.052025 16.63351 0.0000R-squared 0.784503 Mean dependent var   12.28218Adjusted R-squared 0.781668 S.D. dependent var 2.470365S.E. of regression 1.154304 Akaike info criterion 3.150178Sum squared resid 101.2637 Schwarz criterion 3.210607Log likelihood -120.857 F-statistic 276.6736Durbin-Watson stat 1.061823 Prob(F-statistic) 0.0000

Dependent Variable: LSTIENGOI        Method: Least SquaresDate: 03/23/12 Time: 09:47Sample: 2004M07 2010M12Included observations: 78Variable Coefficient Std. Error t-Statistic Prob. C 0.569523 0.467957 1.217042 0.2274LSLNH 0.961608 0.052231 18.41054 0.0000R-squared 0.816845 Mean dependent var   8.839231Adjusted R-squared 0.814435 S.D. dependent var 2.690224S.E. of regression 1.158876 Akaike info criterion 3.158085Sum squared resid 102.0675 Schwarz criterion 3.218513Log likelihood -121.1653 F-statistic 338.948Durbin-Watson stat 0.911487 Prob(F-statistic)   0.0000

Trong đó: yt: lãi suất cho vay hoặc lãi suất huy động (lãi suất bán lẻ)xt: lãi suất liên ngân hàngεt: sai số

44

Bảng 4: Kiểm định tính dừng của phần dư (đồng liên kết)

Null Hypothesis: RESIDCHOVAY has a unit rootExogenous: Constant, Linear TrendLag Length: 0 (Fixed)    t-Statistic Prob.*Augmented Dickey-Fuller test statistic   -5.37308 0.0002Test critical values: 1% level -4.08167    5% level -3.46924    10% level -3.16152  

Null Hypothesis: RESIDTIENGOI has a unit root      Exogenous: Constant, Linear TrendLag Length: 0 (Fixed)    t-Statistic Prob.*Augmented Dickey-Fuller test statistic   -5.07562 0.0004Test critical values: 1% level -4.08167

5% level -3.46924  10% level -3.16152  

Từ kiểm định trên, ta thấy phần dư dừng nên biến lãi suất bán lẻ (lãi suất cho vay và

lãi suất tiền gởi) và biến lãi suất liên ngân hàng là có mối quan hệ đồng liên kết với

nhau. Vậy chuỗi số liệu gốc không dừng và có mối quan hệ đồng liên kết giữa các

biến tạo điều kiện cho ta thực hiện mô hình ECM. Ở đây, ta thực hiện mô hình ECM

theo phương pháp OLS.

45

Bảng 5: Sự dẫn truyền ngắn hạn và tốc độ điều chỉnh

(∆yt = Σβi∆xt-I + Σγi∆yt-I + δεt-1 + ηt)

46

Dependent Variable: DTIENGOIMethod: Least SquaresDate: 03/27/12 Time: 05:41Sample (adjusted): 2004M10 2010M12Included observations: 75 after adjustmentsVariable Coefficient Std. Error t-Statistic Prob. C 0.03384 0.081679 0.414305 0.6799DLSLNH(-1) 0.171925 0.100944 1.703174 0.093DLSLNH(-2) 0.309777 0.089995 3.442149 0.001DTIENGOI(-1) 0.315405 0.116273 2.712635 0.0084RESIDTIENGOI(-1) -0.27464 0.082644 -3.323108 0.0014R-squared 0.505833 Mean dependent var 0.079333Adjusted R-squared 0.477594 S.D. dependent var 0.973656S.E. of regression 0.703736 Akaike info criterion 2.199512Sum squared resid 34.66706 Schwarz criterion 2.354012Log likelihood -77.4817 Hannan-Quinn criter. 2.261202F-statistic 17.9131 Durbin-Watson stat 1.774662Prob(F-statistic) 0

Từ những số liệu trên, ta có thể rút ra kết luận đối với thị trường Việt Nam là các lãi

suất bán lẻ khác nhau thì dẫn truyền khác nhau, cụ thể ở đây là lãi suất cho vay và

lãi suất tiền gởi. Bên cạnh đó, lãi suất cho vay có sự dẫn truyền tốt hơn lãi suất tiền

gởi. Bởi những hạn chế trong thời gian và số liệu, nhóm không thể tìm được những

chứng minh thực nghiệm chứng tỏ cho những lý thuyết trong bài nên chỉ dừng lại ở

hai kết luận trên.