TÍNH MINH BẠCH CỦA CHÍNH SÁCH TIỀN TỆ VÀ CƠ CHẾ TRUYỀN DẪN QUA KÊNH LÃI SUẤT BÁN LẺ

TÍNH MINH BẠCH TRONG CHÍNH SÁCH TIỀN TỆ VÀ SỰTRUYỀN DẪN CỦA LÃI SUẤT BÁN LẺ Tác giả: Ming – Hua Liu, Dimitri Margaritis, Alireza Tourani – Rad Tóm tắt Bài viết nghiên cứu m

Tác giả:

Ming-Hua Liu, Dimitri Margaritis và Alireza Tourani-Rad

GVHD:

GS TS Trần Ngọc Thơ

MÔN: TÀI CHÍNH QUỐC TẾ

Nhóm báo cáo:

Nhóm 9 – Lớp Tài Chính Doanh Nghiệp – CHK23 - UEH

Phan Ngọc Chi

Cao Xuân Hải

Đoàn Thị Cẩm Lan

Nguyễn Ngọc Minh Tuấn

TÍNH MINH BẠCH CỦA CHÍNH SÁCH TIỀN TỆ VÀ CƠ CHẾ TRUYỀN DẪN QUA KÊNH LÃI SUẤT BÁN LẺ

TÍNH MINH BẠCH TRONG CHÍNH SÁCH TIỀN TỆ VÀ SỰ

TRUYỀN DẪN CỦA LÃI SUẤT BÁN LẺ

Tác giả: Ming – Hua Liu, Dimitri Margaritis, Alireza Tourani – Rad

Tóm tắt

Bài viết nghiên cứu mức độ truyền dẫn và tốc độ điều chỉnh của lãi suất bán lẻ để đáp ứng với những thay đổi của lãi suất chuẩn thị trường ở New Zealand trong suốt thời kỳ

1994-2004 Bài viết xem xét ảnh hưởng của tính minh bạch chính sách và cấu trúc tài chính trong cơ chế lan truyền tiền tệ New Zealand là quốc gia đầu tiên trong khối OECD – (Organization for Economic Co-operation and Development - Tổ chức hợp tác và phát triển kinh tế) áp dụng chế

độ lạm phát mục tiêu chính thức với trách nhiệm giải trình và tính minh bạch quy định cụ thể Tính minh bạch trong chính sách đã được tăng cường hơn nữa bời một sự chuyển đổi từ mục tiêu

số lượng (thanh toán tiền mặt) sang mục tiêu vận hành giá (lãi suất) vào năm 1999 Bằng sử dụng ước lượng Phillips – Loretan của hồi quy đồng liên kết, kết quả nghiên cứu đã tìm thấy sự dẫn truyền hoàn toàn trong dài hạn cho một số lãi suất bán lẻ Và bài nghiên cứu cũng 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 ngoại trừ lãi suất thế chấp cố định Mặc dù chúng tôi không tìm thấy bằng chứng thống kê cho phản hồi bất cân xứng của lãi suất bán lẻ đến thay đổi lãi suất thị trường khác hơn so với lãi suất cho vay kinh doanh trong giai đoạn trước OCR, nhưng sự sai lệch về độ lớn của độ trễ trung bình điều chỉnh cho thấy các ngân hàng xuất hiện truyền dẫn giảm lãi suất vay thế chấp cố định nhanh hơn

Nhìn chung, kết quả nghiên cứu khẳng định mức lãi suất theo chính sách tiền tệ qui định

có ảnh hưởng nhiều hơn đối với lãi suất ngắn hạn và chính sự gia tăng tính minh bạch của chính sách tiền tệ đã làm giảm sự biến động tài chính và nâng cao hiệu quả điều hành của chính sách

1 Giới thiệu

Chính 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

Trong khi có nhiều nghiên cứu về sự truyền dẫn của chính sách tiền tệ thì sự truyền dẫn của lãi suất bán lẻ dường như chưa được tìm hiểu, ít nhất là cho đến gần đây Hầu hết các nghiên cứu về cơ chế truyền dẫn chính sách tiền tệ giả định rằng sự thay đổi của lãi suất chính thức truyền dẫn 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 et al, 2002) Tuy nhiên, những nghiên cứu gần đây cho thấy sự truyền dẫn có thể không hoàn toàn và tốc độ điều chỉnh có thể bị chậm lại

Sựtruyền dẫn và tốc độ điều chỉnh cũng khác nhau giữa các định chế tài chính và sản phẩm tài chính, ám chỉ rằng tốc độ của sự truyền dẫn tiền tệ khác nhau giữa các phân khúc khác nhau của khu vực ngân hàng (Cottarelli và Kourelis, 1994; Mojon, 2000; Bondt, 2002; Hofmann và Mizen, 2004) 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 et al., 2006; Kleimeier và Sander, 2006)

Trong bối cảnh New Zealand, Espinosa-Vega và Rebucci (2003) đã phân tích sự truyền dẫn từ lãi suất liên ngân hàng qua đêm đến lãi suất huy động 6 tháng và lãi suất cho vay kinh doanh bình quân gia quyền giữa các nước khác nhau Họ thấy rằng sự truyền dẫn dài hạn không hoàn toàn và độ trễ trung bình điều chỉnh khoảng hai tháng cho tất cả 3 lãi suất Tripe et al (2005) kiểm tra tác động sự ra đời của OCR - một lãi suất chính sách kiểm soát chuẩn trên lãi suất thị trường tiền tệ và lãi suất cho vay nhà ở New Zealand Họ quan sát thấy rằng sự ra đời của OCR đã làm giảm sự biến động cho cả lãi suất bán buôn và lãi suất cho vay nhà ở Hơn nữa, mức độ truyền dẫn dài hạn từ lãi suất thị trường tiền tệ đến lãi suất thế chấp thả nổi đã tăng lên sau thời gian OCR Tuy nhiên, họ thấy rằng đối với lãi suất thế chấp cố định kỳ hạn một, hai và

ba năm, mức độ truyền dẫn dài hạn giảm nhẹ sau sự ra đời của OCR Tripe et al (2005) đã không kiểm tra mức động ngắn hạn giữa lãi suất thị trường tiền tệ và lãi suất thế chấp trong khi Espinosa-Vega và Rebucci (2003) lại không kiểm tra liệu sự điều chỉnh có bất cân xứng hay không

Các nghiên cứu thực nghiệm truyền dẫn hiện tại có hai thiếu sót lớn Thứ nhất, nó

không giải thích ảnh hưởng của thay đổi dự kiến trong tương lai của lãi suất thị trường khi

nghiên cứu mối quan hệ dài hạn giữa lãi suất bán lẻ và lãi suất thị trường Thứ hai, sử dụng

phương pháp Engle-Granger không cho phép kết luận hợp lệ về mức độ truyền dẫn dài hạn bằng việc sử dụng lý thuyết phân phối chuẩn

Bài nghiên cứu này góp phần vào việc nghiên cứu cơ chế lan truyền chính sách tiền tệ bằng cách áp dụng phương pháp Phillips và Loretan (1991) để đánh giá mức độ truyền dẫn và

tốc độ điều chỉnh lãi suất bán lẻ khi thay đổi lãi suất chuẩn ở New Zealand Bài viết phân tích

ba vấn đề sau đây: Thứ nhất, xem xét sự truyền dẫn dài hạn của lãi suất thị trường tiền tệ

đến lãi suất bán lẻ khác nhau chẳng hạn như lãi suất huy động và cho vay bao gồm lãi suất

cho vay cơ bản và lãi suất thế chấp với các kỳ hạn khác nhau Thứ hai, kiểm tra sự truyền

dẫn ngắn hạn và tốc độ điều chỉnh lãi suất bán lẻ đến những thay đổi lãi suất thị trường bằng cách sử dụng mô hình sai số điều chỉnh cấu trúc (SEC) để kiểm tra xem tốc độ điều chỉnh có bất cân xứng hay không Phương pháp Philips - Loretan (PL) cung cấp cách thức hiệu quả và mạnh mẽ để ước lượng các tham số dài hạn bằng việc dùng mô hình SEC Nó đóng một vai trò quan trọng trong việc mô tả mức động điều chỉnh ngắn hạn của lãi suất

bán lẻ ngân hàng đến những thay đổi trong lãi suất thị trường Thứ ba, nghiên cứu xem

liệu sự gia tăng tính minh bạch trong hoạt động chính sách tiền tệ như kết quả của sự thay đổi từ số lượng (thanh toán tiền mặt) đến công cụ giá (lãi suất) đã có tác động đến truyền dẫn và tốc độ điều chỉnh lãi suất như thế nào Chúng tôi hy vọng rằng bằng cách quản lý trực tiếp lãi suất tiền mặt qua đêm có thể ảnh hưởng hiệu quả hơn mức độ lãi suất ngắn hạn khác nhau và trong điều kiện chính sách tiền tệ được mở rộng hơn.( Ngân hàng Dự trữ

New Zealand, 1999)

Tháng 3 năm 1999, có một sự thay đổi lớn trong cơ chế kiểm soát tiền tệ ở New Zealand, một sự thay đổi từ mục tiêu số lượng (thanh toán tiền mặt) và hướng tới giá dựa trên thiết lập mức lãi suất tiền mặt chính thức Mặc dù theo một trong hai chế độ việc lan truyền chính sách tiền tệ sẽ hoạt động chủ yếu thông qua lãi suất, nhưng câu hỏi đặt ra là liệu chế độ OCR sẽ có hiệu quả như thế nào ảnh hưởng đến mức độ và tốc độ điều chỉnh truyền dẫn từ các công cụ chính sách đến lãi suất bán lẻ Chúng tôi hy vọng rằng dưới cơ chế giá vai trò của lãi suất trong

cơ chế truyền dẫn sẽ trở nên minh bạch hơn Do đó chúng tôi hy vọng rằng sẽ có mối quan hệ gần gũi hơn giữa OCR và lãi suất ngắn hạn Kết quả là, sẽ có sự gia tăng mức độ truyền dẫn và

sự biến động lãi suất (ngắn hạn) sẽ giảm Số dư thanh toán tiền mặt không giống như lãi suất (và

tỷ giá hối đoái), thường không ổn định với thu nhập danh nghĩa hoặc lạm phát và thường dẫn đến biến động lãi suất cao hơn đáng kể so với lãi suất mục tiêu Do đó, chúng tôi hy vọng rằng lãi suất mục tiêu sẽ tiếp tục nâng cao vai trò phát tín hiệu và đòn bẩy trong thực hiện chính sách.Trong thực tế, các bằng chứng cho thấy thanh toán tiền mặt mục tiêu đóng vai trò rất nhỏ trong việc phát tín hiệu hoặc cung cấp đòn bẩy tin cậy và có hiệu quả để đạt được những thay đổi

dự định trong chính sách tiền tệ (Ngân hàng Dự trữ New Zealand, 1999)

2 Phương pháp

Mối quan hệ trong dài hạn giữa lãi suất bán lẻ và lãi suất chuẩn thị trường được thể hiện như sau:

(1) yt =αα 0 +α1xt+εt

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

biệt thống kê so với 1 Nếu cầu về sản phẩm ngân hàng bán lẻ hoàn toàn không co giãn hoặc nếu

Phương trình (1) có thể được ước lượng bằng cách sử dụng phương pháp Engle-Granger OLS và là ước lượng rất phù hợp của hệ số truyền dẫn đối với hai chuỗi lãi suất không dừng nhưng đồng liên kết Nhưng vấn đề với phương pháp Engle-Granger là kiểm định thống kê lại bắt nguồn từ ước lượng OLS của phương trình (1) không có phân phối chuẩn tiệm cận Điều này

sẽ hạn chế việc sử dụng nó để kiểm định xem sự truyền dẫn từ lãi suất thị trường đến lãi suất bán

lẻ có hoàn toàn trong dài hạn hay không Vì vậy, chúng tôi ước lượng phương trình (1) bằng cách sử dụng phương pháp Phillips và Loretan (1991)

Tiếp cận phương pháp Phillips và Loretan (1991) có những lợi thế hơn phương pháp Engle-Granger OLS (EG-OLS) được sử dụng trong các nghiên cứu trước đây để ước lượng các mối quan hệ truyền dẫn

Ước lượng Phillips-Loretan không sai lệch tiệm cận, phân phối chuẩn và đã được chứng minh phù hợp trong các mẫu hữu hạn (xem Phillips và Loretan, 1991; Barnhart et al., 1999) Ngược lại, ước lượng EG-OLS trong khi siêu phù hợp nhưng lại sai lệch tiệm cận hoặc là không phải phân phối chuẩn hoặc sai lệch mẫu hữu hạn có thể lớn và dai dẳng (Stock, 1987; Phillips và Loretan 1991; Banerjee et al., 1993) Như vậy có hai vấn đề lớn với việc sử dụng phương pháp Engle-Granger trong tính toán và kiểm định các mối quan hệ truyền dẫn dài hạn Đầu tiên, mức

độ sai lệch mẫu hữu hạn có thể dẫn đến đánh giá không chính xác về hiệu quả của cơ chế chính sách tiền tệ và từ đó có khả năng tính toán sai nghiêm trọng.Ví dụ, do đánh giá thấp mức độ chính sách truyền dẫn nên có thể quá chặt chẽ trong việc chống áp lực lạm phát với hậu quả nghiêm trọng về tăng trưởng và việc làm

Thứ hai, trong trường hợp không có phân phối tiệm cận chuẩn, phương pháp Engle-Granger rất phức tạp trong suy luận thống kê trung bình của các hệ số dài hạn trong trường hợp

có hay không có truyền dẫn hoàn toàn trong dài hạn từ lãi suất thị trường đến lãi suất bán lẻ

Tất cả những vấn đề trên được khắc phục bằng cách áp dụng ước lượng Phillips-Loretan Hơn nữa, bằng cách kết hợp một cách rõ ràng ảnh hưởng của tính động (độ sớm và trễ của những thay đổi trên lãi suất thị trường) trong quá trình tạo dữ liệu (DGP), phương pháp PL cũng giải thích một cách rõ ràng về vai tròcủa 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 Điều này cũng là quan trọng như những thay đổi quá khứ và tương lai của lãi suất chính thức hoặc thị trường là yếu tố quyết định cho việc thiết lập lãi suất bán lẻ bởi các ngân hàng thương mại

Phương pháp Phillips và Loretan này phù hợp với ước lượng các mối quan hệ dài hạn liên quan đến các biến tích hợp, đặc biệt là trong trường hợp có sự phân biệt rõ ràng giữa các biến phản ứng (ví dụ, lãi suất ngân hàng bán lẻ) và yếu tố quyết định của nó (lãi suất thị trường tiền tệ) trong mối quan hệ liên kết và tính động của xt đóng một vai trò quan trọng trong DGP cho yt Nó được mô hình hóa bởi hệ thống của ba phương trình sau:

y t =α α 0 + α 1 x t + u 1t , t =α 1, 2, … T (1a)

x t =αx t-1 + u 2t , (1b)

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

Xây dựng phương trình (1a) và (1b) là một dạng tổng quát của xây dựng tiêu chuẩn được dùng nghiên cứu đến mô hình mối quan hệ dài hạn giữa lãi suất bán lẻ và lãi suất thị trường được đưa ra bởi phương trình (1) công nhận rằng cả hai chuỗi lãi suất xác định những biến I(1) không

không đồng liên kết và mối quan hệ sẽ là giả mạo, khi đó kiểm định giả thuyết truyền dẫn sẽ

không có giá trị Những khó khăn là chúng không được công nhận trong nghiên cứu ngay cả khi

chính thức được thiết lập bởi sự ủng hộ những thay đổi gần đây trong lãi suất thị trường (xem Ngân hàng Dự trữ New Zealand, 1999), hai sai số trong mô hình (1a) và (1b) sẽ tương quan và

do đó các kiểm định giả thuyết truyền dẫn dựa trên lý thuyết phân phối chuẩn sẽ không có giá trị Ngoài ra, mối tương quan giữa hai sai số và giữa các biến hồi quy (ví dụ lãi suất thị trường tiền tệ) với sai số của (1) hoặc (1a) có thể gây ra ước lượng OLS có xu hướng lớn trong các mẫu hữu hạn (xem Stock, 1987) Vì vậy, đây là điều cần thiết để được chuyển đổi các yếu tố của phương trình (1a) ra khỏi những ảnh hưởng của mối tương quan này

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

đổi

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

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, ví dụ như kiểm

hình với các biến số tích hợp để kiểm định giả thuyết về mối quan hệ truyền dẫn từ lãi suất thị trường đến lãi suất bán lẻ (xem Hamilton, 1994)

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

t=-∞ Kiểm định các hệ số của mối

với các phân phối không chuẩn cho giả thuyết kiểm định trong các phương trình đồng liên kết

nội sinh hay không đồng nhất, vì thế mà được xử lí (xem Phillips và Loretan, 1991) Ý nghĩa của kết quả này là rất quan trọng trong bối cảnh này Như đã giải thích ở trên, có một cơ hội để quan sát phản hồi ngược lại từ lãi suất bán buôn và bán lẻ đến lãi suất chính thức Bao gồm của

độ sớm loại bỏ phản hồi từ u1t trở lại u2t và điều này có giá trị quan trọng Vấn đề cơ bản,trước

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:

Y t =α α + α 1 *xx t + ∑

k =1

k

d1k *x(y t-k – α 0 - α 1 *x x t-1 ) + ∑

i=−1

L

d2i*x∆ xt-i + v 1t (1c)

Phương trình (1c) làm gia tăng mối quan hệ lâu dài giữa lãi suất bán lẻ và lãi suất thị trường với tính động của những thay đổi quá khứ, hiện tại tương lai của lãi suất thị trường qua đêm và quá trình mà thị trường phản ứng với độ lệch trong quá khứ từ cân bằng dài hạn 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 siêu hợp nhất, gần như không chệch hay được phân phối chuẩn;

và độ lệch mẫu hữu hạn của nó có thể lớn và không đổi Do đó ước lượng truyền dẫn thu được từ phương pháp Engle-Granger có thể xa giá trị thực sự của nó trong trường hợp mẫu hữu hạn Sự chệch trong ước lượng hệ số dài hạn sẽ lần lượt thay đổi thông qua ước lượng sai số điều chỉnh được sử dụng trong việc phân tích những biến động ngắn hạn của cơ chế truyền tải tiền tệ Tương tự như vậy, ước lượng các tham số dài hạn thu được bằng phương pháp Johansen có thể không được mạnh trong các trường hợp mà các lỗi trạng thái cân bằng là dai dẳng

Có hai ưu điểm bổ sung được đưa ra bởi (1c) để ước lượng truyền dẫn dài hạn Đầu tiên,

nó giải thích một cách rõ ràng về vai trò của những thay đổi bất ngờ trong chính sách trước đây

và thay đổi trong tương lai về mối quan hệ giữa lãi suất bán lẻ và các công cụ chính sách Thứ hai, nó là một mô hình phù hợp để sử dụng trong trường hợp mối quan hệ dài hạn giữa lãi suất bán lẻ ngân hàng và lãi suất thị trường có thể bị thay đổi cấu trúc Trong trường hợp này, mức độ thay đổi và độ dốc của biến giả có thể được thêm vào trong mô hình (1c) để giải thích cho sự thay đổi chế độ (Chính sách) Ví dụ, thay đổi trong quy trình vận hành chẳng hạn như chuyển đổi

từ một mục tiêu tiền mặt đến mục tiêu lãi suất tăng có thể dẫn đến một sự thay đổi vĩnh viễn trong truyền dẫn từ lãi suất thị trường đến lãi suất bán lẻ Một lần nữa điều quan trọng là việc kiểm định thay đổi chế độ là có ý nghĩa trong trường hợp có phân phối chuẩn Các ước lượng EG-OLS có thể được áp dụng trong phương trình (1) để kiểm định mức độ thay đổi nhưng không phải cho sự thay đổi truyền dẫn Lý do tỷ số t của các hệ số ước lượng có nguồn gốc từ ước lượng EG-OLS phân phối chuẩn tiệm cận chỉ dành cho hệ số của những biến dừng I(0) trong mối quan hệ liên kết dài hạn (xem Stock, 1987)

Eq (1) là một mô hình xác định truyền dẩn dài hạn Khi lãi suất chuẩn của thị trường tiền

tệ thay đổi, các ngân hàng có thể không tìm thấy lợi nhuận khi điều chỉnh lãi suất bán lẻ của mình ngay lập tức Ví dụ, lãi suất bán lẻ sẽ kết dính tại thị trường không co giãn và đường cong của cầu vì các sản phẩm ngân hàng có thể ít co giãn trong ngắn hạn hơn trong dài hạn Nói chung, các ngân hàng phải đối mặt với những chi phí điều chỉnh cố định để điều chính mức lãi

suất của họ kịp thời khi chi phí duy trì lãi suất bán lẻ không cân bằng vượt quá mức chi phí điều chỉnh (xem Hannan và Berger, 1991; Bondt, 2002)

Để phân tích các thay đổi ngắn hạn của sự thay đổi lãi suất phản ứng đến những thay đổi trong lãi suất chính thức hay lãi suất trên thị trường tiền tệ chúng tôi sử dụng mô hình điều chỉnh sai số cấu trúc để giải thích một cách rõ ràng cho hiệu ứng đồng thời của thay đổi lãi suất thị trường tiền tệ đến lãi suất bán lẻ của ngân hàng

Mô hình điều chỉnh sai số (ECM) đại diện tương ứng mô hình chung ADL (p, q) được cho bởi:

y t =α  0 *xx t +  *x(y t-1 – α 0 – α 1 *x x t-1 ) + ∑

i=1

q

i*xxt-1 +∑

i=1

p

i∗¿ ¿y t-1 + v t (2)

trong đó  biểu thị sai phân cấp 1; εt-1 = (yt-1 – α0 – α1* xt-1) đại diện cho mức độ mất cân bằng của lãi suất bán lẻ tại thời điểm (t - 1) và đó là phần dư của mối quan hệ dài hạn mô phỏng

chỉnh tính động; và  đo lường tốc độ điều chỉnh sai số khi lãi suất xa mức cân bằng  dự kiến

sẽ ngược chiều do bản chất quay ngược trở lại của lãi suất Quy mô tuyệt đối của  chỉ ra sự mất cân bằng nhanh chóng trong thiết lập lãi suất bán lẻ sẽ được gỡ bỏ Độ co giãn cầu về sản phẩm bán lẻ của ngân hàng càng lớn thì chi phí của việc giữ lãi suất ở mức cân bằng càng cao và điều chỉnh của lãi suất bán lẻ đến thay đổi lại suất thị trường càng nhanh Phương trình cùng loại có thể được chỉ định để mô tả tính động của điều chỉnh lãi suất thị trường (xt) trong mô hình hai biến SEC cho hai chuỗi lãi suất

Độ trễ trung bình điều chỉnh (MAL) của truyền dẫn hoàn toàn cho mô hình chung ADL(p,q) hoặc tham số ECM tương đương có thể được tính bằng công thức đưa ra bởi Hendry (1995) Đối với trường hợp đặc biệt mô hình ADL (1,1), để đơn giản hoá:

MAL =α ( 0 – 1)/ (3)

cho truyền dẫn hoàn toàn từ lãi suất thị trường đến lãi suất bán lẻ Các MAL chỉ đơn giản

là bình quân gia quyền của tất cả các độ trễ và nó là thước đo tốc độ mà lãi suấtbán lẻ phản ứng trước biến động của chính sách hoặc lãi suất thị trường ADL tiền tệ Công thức để tính toán độ trễ trung bình điều chỉnh được đưa ra bởi Hendry (1995) không chỉ áp dụng mô hình ADL cao hơn mà còn với các mô hình truyền dẫn có thể không hoàn toàn

Một số nghiên cứu đã chỉ ra rằng việc điều chỉnh ngắn hạn có thể bất cân xứng, hay nói cách khác, tốc độ điều chỉnh khi lãi suất ở trên mức cân bằng khác với lãi suất ở dưới mức cân bằng (Scholnick năm 1996; Kleimeier và Sander, 2006; Chong et al., 2006) Để kiểm tra sự tồn tại của những điều chỉnh bất cân xứng trong lãi suất bán lẻ ở New Zealand, chúng tôi thêm một

Phương trình động bất cân xứng ngắn hạn như sau:

y t =α  0 *xx t +  2 *x*x ε t-1 +  3 *x( 1- )*x ε t-1 + ∑

i=1

q

i*xxt-1 +∑

i=1

p

i∗¿ ¿y t-1 + ԓ t (4)

ánh tốc độ sai số điều chỉnh khi lãi suất dưới giá trị cân bằng Để kiểm tra sự tồn tại điều chỉnh

như thế nào với 3

Như với các trường hợp điều chỉnh đối xứng, chúng ta có thể xác định bất cân xứng của trung bình điều chỉnh biến trễ (MAL) cho truyền dẫn hoàn toàn từ lãi suất trên trường tiền tệ đến lãi suất bán lẻ sử dụng

công thức của Hendry (1995) Đối với trường hợp đặc biệt của ADL (1,1) mô hình dưới

sự truyền dẫn hoàn toàn, cho bởi:

MAL + =α ( 0 – 1)/ 2

3 Dữ liệu và kết quả phân tích

3.1 Dữ liệu

Bài viết dùng chuỗi dữ liệu hàng tháng của lãi suất từ hai nguồn Lãi suất thế chấp cố định của các kỳ 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 huy động trong thời gian 6 tháng, OCR và lãi suất liên ngân hàng qua đêm Tất cả chúng đư ợc lấy từ Ngân Hàng

Dự Trữ New Zealand Khoảng thời gian mẫu là từ tháng 8/1994 đến 12/2004, là một khoảng thời gian trên 10 năm chính sách tiền tệ hoạt động theo mục tiêu lạm phát được hoàn thiện Độ lớn của mẫu là 125 cho hầu hết các chuỗi lãi suất

3.2 Sự truyền dẫn dài hạn và sự thay đổi cấu trúc

Để xác định lãi suất liên ngân hàng qua đêm và lãi suất trái phiếu đồng liên kết với các lãi suất bán lẻ khác nhau, chúng tôi tiến hành ước lượng mối quan hệ của sự truyền dẫn dài hạn Chúng tôi hi vọng rằng dưới chế độ lạm phát mục tiêu đã hoàn thiện với trách nhiệm giải trình và tính minh bạch quy định cụ thể sẽ có sự truyền dẫn cao hoặc hoàn toàn từ lãi suất thị trường đến lãi suất bán lẻ ngân hàng, đặc biệt là lãi suất ngắn hạn hoặc lãi suất thả nổi Sự truyền dẫn không hoàn toàn có thể phản ánh mức độ sức mạnh thị trường và mức độ chi phí do bất cân xứng mà các ngân hàng phải đối mặt

Kết quả của cả hai phương pháp ước lượng Phillips-Loretan và OLS được thể hiện ở Bảng 1.

Kết quả cho thấy rằng ước lượng Phillips-Loretan có sự khác biệt đáng kể trong một số trường hợp so với ước lượng OLS Các sự khác biệt chủ yếu phát sinh trong điều kiện sự truyền dẫn không hoàn toàn Trong hầu hết các trường hợp, ước lượng OLS làm nghiêng một cách đáng kể

đường truyền dẫn đã điều chỉnh, làm cho sự truyền dẫn nhỏ hơn rất nhiều so với thực tế Do đó,

sự tăng giá cao hơn giá trị thực sự Ý nghĩa của sự khác biệt này có thể nghiêm trọng Ví dụ, nếu đánh giá thấp mức độ truyền dẫn trong thị trường thế chấp cố định kỳ hạn 1-3 năm, nhà điều hành chính sách tiền tệ có thể sẽ thắt chặt không cần thiết điều kiện tiền tệ trong nỗ lực chống lại

áp lực lạm phát, và do đó gây ra áp lực không cần thiết lên các khu vực thực sự của nền kinh tế với những hậu quả nghi trọng cho tăng trưởng và việc làm

Hạn chế của ước lượng OLS là thiếu sót tính động – xem phương trình (1c) – trong quá trình tạo dữ liệu cho lãi suất bán lẻ Vấn đề này sẽ trở nên đặc biệt nghiêm trọng trong trường hợp giá của lãi suất bán lẻ (ví dụ: lãi suất thế chấp cố định) chịu ảnh hưởng lớn từ sự thay đổi kỳ vọng trong tương lai của lãi suất chính thức hoặc lãi suất thị trường ngắn hạn Điểm đáng chú ý khác

là những giá trị t-value tăng giả tạo của ước lượng hệ số OLS trong Bảng 1 Những giá trị này

trong hầu hết trường hợp đều cao hơn nhiều so với giá trị tương ứng trong ước lượng PL, do đó gây khó khăn cho việc rút ra suy luận từ phương pháp Engle-Granger OLS Ước lượng Phillips-Loretan khá giống với ước lượng khả năng cực đại, bằng cách sử dụng mô hình Johansen hai biến (VAR) Trường hợp cần chú ý là phương trình cho lãi suất cố định kỳ hạn 5 năm, khi đó kết quả của phương pháp Johansen rất nhạy cảm với sự lựa chọn của chiều dài độ trễ VAR

cuối cùng trong Bảng 1 (phần A) cho thấy sự truyền dẫn dài hạn không hoàn toàn từ lãi suất qua

đêm liên ngân hàng đến lãi suất bán lẻ cho hầu hết các chuỗi lãi suất, ngoại trừ lãi suất thế chấp thả nổi và cố định kỳ hạn 1 năm ở mức ý nghĩa 5% Hệ số dốc (kiểm định PL) ở trong khoảng từ 18,3% đến 93,4% (truyền dẫn) từ lãi suất tiền mặt thị trường đến lãi suất bản lẻ Lãi suất chính thức và lãi suất thị trường tiền tệ có liên kết trực tiếp đến lãi suất ngắn hạn nhiều hơn lãi suất dài hạn Điều này được kỳ vọng rằng chính sách tiền tệ thường các tác động hiệu quả hơn đến kỳ hạn ngắn của đường cong sản lượng Lãi suất dài hạn chịu tác động không chỉ bởi lãi suất ngắn hạn trong hiện tại mà còn bởi lãi suất ngắn hạn dự đoán trong tương lai Ước lượng ở dòng 3, 5,

8 và 9 của Bảng 1 so sánh phản ứng của lãi suất bán lẻ và lãi suất trái phiếu trong cùng kỳ hạn

lên sự thay đổi của lãi suất liên ngân hàng Những so sánh này cung cấp thông tin hữu dụng xác định tác động của cấu trúc ngân hàng đến sự truyền dẫn (xem Espinosa-Vega và Rebucci, 2003) Không có sự khác biệt trong phản ứng của lãi suất thế chấp cố định kỳ hạn 2 năm và lãi suất trái phiếu kỳ hạn 2 năm đến việc thay đổi lãi suất tiền gửi qua đêm Tuy nhiên, lãi suất trái phiếu kỳ hạn 5 năm phản ứng nhanh hơn khá nhiều so với lãi suất thế chấp cố định kỳ hạn 5 năm đến những thay đổi lãi suất liên ngân hàng Kết quả được thể hiện trong phần B và C của Bảng 1 chỉ

ra về cơ bản thì sự truyền dẫn hoàn toàn cần thiết từ lãi suất trái phiếu đến lãi suất cố định có kỳ hạn tương ứng Lãi suất trái phiếu 2 năm là lãi suất chuẩn của chi phí tài trợ cho phần lớn khoản vay thế chấp thời hạn cố định ở New Zealand Lãi suất trái phiếu này có tương quan cao với tỉ lệ hoán đổi lãi suất Điều quan trọng của thị trường hoán đổi phản ánh sự ưu thế của kỳ hạn ngắn trong nguồn tài trợ của các ngân hàng ở New Zealand (xem Tripe et al., 2005)