Truyền dẫn bất đối xứng từ lãi suất chính sách tiền tệ đến lãi suất ngân hàng bán lẻ nghiên cứu trường hợp vietinbank

LỜI CAM ĐOAN Tôi xin cam đoan đề tài nghiên cứu “Truyền dẫn bất đối xứng từ lãi suất chính sách tiền tệ đến lãi suất ngân hàng bán lẻ - Nghiên cứu trường hợp Vietinbank” là công trình ng

PHẠM QUANG THỊNH

TRUYỀN DẪN BẤT ĐỐI XỨNG TỪ LÃI SUẤT CHÍNH SÁCH TIỀN TỆ ĐẾN LÃI SUẤT NGÂN HÀNG BÁN LẺ -

LUẬN VĂN THẠC SĨ KINH TẾ

TP Hồ Chí Minh – 2019

PHẠM QUANG THỊNH

TRUYỀN DẪN BẤT ĐỐI XỨNG TỪ LÃI SUẤT CHÍNH SÁCH TIỀN TỆ ĐẾN LÃI SUẤT NGÂN HÀNG BÁN LẺ -

NGHIÊN CỨU TRƯỜNG HỢP VIETINBANK

Chuyên ngành: Tài chính - Ngân hàng

Mã số: 8340201

LUẬN VĂN THẠC SĨ KINH TẾ

NGƯỜI HƯỚNG DẪN KHOA HỌC:

PGS.TS HỒ VIẾT TIẾN

TP Hồ Chí Minh - 2019

LỜI CAM ĐOAN Tôi xin cam đoan đề tài nghiên cứu “Truyền dẫn bất đối xứng từ lãi suất chính sách tiền tệ đến lãi suất ngân hàng bán lẻ - Nghiên cứu trường hợp Vietinbank” là công trình nghiên cứu của riêng tôi dưới sự hướng dẫn của PGS.TS

Hồ Viết Tiến Các thông tin và số liệu trong luận văn là trung thực, đáng tin cậy và phù hợp với thực tế Kết quả của luận văn chưa từng được ai công bố trong bất kỳ công trình nào và các nội dung trích dẫn đều được chính tôi thu thập, ghi rõ nguồn gốc ở phần tài liệu tham khảo

TP Hồ Chí Minh, ngày 04 tháng 10 năm 2019

Tác giả

MỤC LỤC TRANG PHỤ BÌA

LỜI CAM ĐOAN

MỤC LỤC

DANH MỤC CÁC TỪ VIẾT TẮT

DANH MỤC CÁC BẢNG

DANH MỤC CÁC HÌNH VẼ

TÓM TẮT

ABSTRACT

CHƯƠNG 1 GIỚI THIỆU VỀ ĐỀ TÀI NGHIÊN CỨU 1

1.1 Giới thiệu về Vietinbank 1

1.2 Giới thiệu về vấn đề nghiên cứu 2

1.2.1 Vấn đề nghiên cứu 2

1.2.2 Mục tiêu nghiên cứu 3

1.2.3 Tóm tắt các nghiên cứu trước 3

1.2.4 Câu hỏi nghiên cứu 5

1.2.5 Đối tượng nghiên cứu 5

1.2.6 Phạm vi nghiên cứu 5

1.2.7 Phương pháp nghiên cứu 6

1.2.8 Kết cấu nghiên cứu 6

CHƯƠNG 2 CƠ SỞ LÝ THUYẾT VỀ TRUYỀN DẪN LÃI SUẤT CHÍNH SÁCH TIỀN TỆ 7

2.1 Các kênh truyền dẫn chính sách tiền tệ 7

2.1.1 Kênh lãi suất 8

2.1.2 Kênh tỷ giá 9

2.1.3 Kênh giá tài sản 9

2.1.4 Kênh kỳ vọng 10

2.1.5 Kênh tín dụng 10

2.2 Truyền dẫn lãi suất chính sách tiền tệ 11

2.2.1 Khái niệm cơ bản về truyền dẫn lãi suất 11

2.2.2 Các yếu tố giải thích cho sự cứng nhắc của lãi suất (Interest rate stickiness)

14

2.2.3 Các nghiên cứu thực nghiệm 17

Kết luận Chương 2 23

CHƯƠNG 3 PHƯƠNG PHÁP NGHIÊN CỨU 24

3.1 Kiểm định tính dừng 24

3.1.1 Kiểm định nghiệm đơn vị ADF (Augmented Dickey-Fuller) 24

3.1.2 Kiểm định nghiệm đơn vị Zivot và Andrews (ZA) 25

3.2 Phương pháp ARDL 25

3.3 Phương pháp ARDL phi tuyến (NARDL) 29

3.4 Mô tả dữ liệu 31

Kết luận Chương 3 33

CHƯƠNG 4 KẾT QUẢ NGHIÊN CỨU 36

4.1 Kiểm định tính dừng 36

4.2 Đo lường mức độ truyền dẫn từ lãi suất chính sách tiền tệ đến lãi suất bán lẻ (lãi suất huy động) tại Vietinbank 38

4.2.1 Truyền dẫn đến lãi suất huy động không kỳ hạn 38

4.2.2 Truyền dẫn đến lãi suất huy động kỳ hạn 3 tháng 41

4.2.3 Truyền dẫn đến lãi suất huy động kỳ hạn 6 tháng 44

4.2.4 Truyền dẫn đến lãi suất huy động kỳ hạn 12 tháng 47

4.2.5 Truyền dẫn đến lãi suất huy động kỳ hạn trên 12 tháng 49

4.3 Truyền dẫn từ lãi suất chính sách đến lãi suất huy động cho nền kinh tế Việt Nam 52

4.4 So sánh cơ chế truyền dẫn lãi suất 55

Kết luận Chương 4 57

CHƯƠNG 5 KẾT LUẬN 58

5.1 Tóm tắt các kết quả thực nghiệm 58

5.2 Hàm ý quản trị cho Vietinbank 59

5.2.1 Theo dõi diễn biến và dự báo lãi suất trên thị trường tiền tệ trong nước và quốc tế, cũng như các chính sách điều hành lãi suất từ phía NHNN 59

5.2.2 Điều hành linh hoạt chính sách lãi suất 60

5.2.3 Đa dạng hóa các sản phẩm huy động vốn ngắn hạn và các thành phần trong

nền kinh tế 60

5.3 Hàm ý chính sách cho NHNN 61

5.3.1 Giảm dần sự can thiệp trực tiếp vào thị trường và các chủ thể tham gia thị trường 61

5.3.2 Nới lỏng các rào cản gia nhập thị trường tiền tệ 62

5.3.3 Thực hiện chính sách tiền tệ nới lỏng 62

5.4 Hạn chế của đề tài và gợi ý hướng nghiên cứu tiếp theo 63

Kết luận Chương 5 63 DANH MỤC TÀI LIỆU THAM KHẢO

PHỤ LỤC

DANH MỤC CÁC TỪ VIẾT TẮT

Agribank Ngân hàng Nông nghiệp & Phát triển nông thôn Việt Nam ARDL Autoregressive Distributed Lag (Mô hình tự hồi quy phân phối

trễ) BIDV Ngân hàng TMCP Đầu tư và Phát triển Việt Nam

BKS Ban kiểm soát

HĐQT Hội đồng quản trị

IRPT Interest rate pass-through (Truyền dẫn lãi suất)

NARDL Nonlinear Autoregressive Distributed Lag (Mô hình tự hồi quy

phân phối trễ phi tuyến) NHNN Ngân hàng Nhà nước Việt Nam

NHTM Ngân hàng thương mại

TGĐ Tổng giám đốc

TMCP Thương mại cổ phần

TP.HCM Thành phố Hồ Chí Minh

TSC Trụ sở chính

Vietcombank Ngân hàng TMCP Ngoại thương Việt Nam

Vietinbank Ngân hàng TMCP Công thương Việt Nam

DANH MỤC CÁC BẢNG

Bảng 3.1 Thống kê mô tả dữ liệu lãi suất (giai đoạn 2008M1-2018M1) 33 Bảng 4.1 Kết quả kiểm định tính dừng 36 Bảng 4.2 Kết quả kiểm định Zivot và Andrews 37 Bảng 4.3 Kết quả điều chỉnh đối xứng và bất đối xứng của lãi suất huy động không

kỳ hạn 39 Bảng 4.4 Hồi quy bất đối xứng của lãi suất huy động không kỳ hạn trong khuôn khổ NARDL bất đối xứng ngắn hạn và dài hạn 40 Bảng 4.5 Kết quả điều chỉnh đối xứng và bất đối xứng của lãi suất huy động kỳ hạn

3 tháng 42 Bảng 4.6 Hồi quy bất đối xứng của lãi suất huy động kỳ hạn 3 tháng trong khuôn khổ

NARDL bất đối xứng ngắn hạn và dài hạn 43

Bảng 4.7 Kết quả điều chỉnh đối xứng và bất đối xứng của lãi suất huy động kỳ hạn

6 tháng 45

Bảng 4.8 Hồi quy bất đối xứng của lãi suất huy động kỳ hạn 6 tháng trong khuôn khổ

NARDL bất đối xứng ngắn hạn và dài hạn 46

Bảng 4.9 Kết quả điều chỉnh đối xứng và bất đối xứng của lãi suất huy động kỳ hạn

12 tháng 47

Bảng 4.10 Hồi quy bất đối xứng của lãi suất huy động kỳ hạn 12 tháng trong khuôn

khổ NARDL bất đối xứng ngắn hạn và dài hạn 49

Bảng 4.11 Kết quả điều chỉnh đối xứng và bất đối xứng của lãi suất huy động kỳ hạn

trên 12 tháng 50

Bảng 4.12 Hồi quy bất đối xứng của lãi suất huy động kỳ hạn trên 12 tháng trong

khuôn khổ NARDL bất đối xứng ngắn hạn và dài hạn 51

Bảng 4.13 Kết quả điều chỉnh đối xứng và bất đối xứng của lãi suất huy động của

nền kinh tế 53

Bảng 4.14 Hồi quy bất đối xứng của lãi suất huy động của nền kinh tế trong khuôn

khổ NARDL bất đối xứng ngắn hạn và dài hạn 54

Bảng 4.15 So sánh cơ chế truyền dẫn lãi suất cho Vietinbank và nền kinh tế 56

DANH MỤC CÁC HÌNH VẼ

Hình 2.1 Kênh truyền dẫn chính sách tiền tệ 7

Hình 2.2 Các cách thức truyền dẫn chính sách tiền tệ 12

Hình 3.1 Xu hướng các biến lãi suất 32

Hình 4.1 Số nhân động tích lũy của lãi suất huy động không kỳ hạn 41

Hình 4.2 Số nhân động tích lũy của lãi suất huy động kỳ hạn 3 tháng 44

Hình 4.3 Số nhân động tích lũy của lãi suất huy động kỳ hạn 6 tháng 47

Hình 4.4 Số nhân động tích lũy của lãi suất huy động kỳ hạn 12 tháng 49

Hình 4.5 Số nhân động tích lũy của lãi suất huy động kỳ hạn trên 12 tháng 52

Hình 4.6 Số nhân động tích lũy của lãi suất huy động của nền kinh tế 55

TÓM TẮT

Nghiên cứu vận dụng phương pháp tự hồi quy phân phối trễ phi tuyến, phát triển gần đây bởi Shin, Yu và Greenwood-Nimmo (2014), nhằm khảo sát phản ứng của lãi suất ngân hàng bán lẻ (lãi suất huy động vốn) của Vietinbank trước các thay đổi của lãi suất chính sách (lãi suất cơ bản) giai đoạn 2008M01 đến 2018M01 Kết quả thực nghiệm phát hiện rằng, cơ chế truyền dẫn lãi suất (IRPT) sang lãi suất ngân hàng bán lẻ thể hiện sự điều chỉnh bất đối xứng cả trong ngắn hạn lẫn dài hạn IRPT trong trạng thái lãi suất chính sách tăng là không hoàn toàn nhưng khi lãi suất chính sách giảm đa phần lại là quá mức Ngoài ra, lãi suất ngân hàng bán lẻ là cứng nhắc hướng lên, ủng hộ hành vi thông đồng giàn xếp giá Nghiên cứu này cung cấp các tiêu chí đánh giá chính xác để Ngân hàng Nhà nước Việt Nam hiểu được động lực phi tuyến giữa lãi suất điều hành chính sách và lãi suất ngân hàng bán lẻ, hỗ trợ việc hoạch định chính sách và dự báo hiệu quả hơn cho Chính phủ Việt Nam

Từ khóa: Tự hồi quy phân phối trễ phi tuyến (NARDL); truyền dẫn lãi suất;

bất đối xứng; đồng liên kết

ABSTRACT

This paper adopts the newly developed nonlinear autoregressive distributed lag model, advanced by Shin, Yu and Greenwood-Nimmo (2014) to investigate the Vietinbank’s retail rate (deposit rate) responsiveness to changes in the policy rate (prime rate) from 2008M01 to 2018M01 The empirical findings reveal that the interest rate pass-through (IRPT) mechanism to the retail rate shows an asymmetric adjustment both in the short run and in the long run The IRPT exhibits incompleteness when the policy rate rises but overshoot when the one falls Moreover, the retail rate is rigid upward, which supports the collusive pricing behavior This paper to provide accurate assessment criteria for the State Bank of Viet Nam to understand the nonlinear dynamics among the policy rate and the retail rate, thus leading to more efficient policy-making and forecasting for the Vietnamese government

Keywords: Nonlinear autoregressive distributed lag (NADRL); interest rate

pass through (IRPT); asymmetric; cointegration

CHƯƠNG 1 GIỚI THIỆU VỀ ĐỀ TÀI NGHIÊN CỨU

1.1 Giới thiệu về Vietinbank:

Ngân hàng TMCP Công thương Việt Nam được thành lập vào ngày 26/03/1988 với tên giao dịch là đầu tiên là Incombank và sau đó là Vietinbank trên

cơ sở tách ra từ Ngân hàng Nhà nước Việt Nam theo Nghị định số 53/HĐBT của Hội đồng Bộ trưởng Trong thời gian đầu, Vietinbank hoạt động như một ngân hàng chuyên doanh phục vụ cho các thành phần kinh tế hoạt động trong lĩnh vực công, thương nghiệp Sau đó, Vietinbank đã đa dạng các đối tượng phục vụ sang tất cả các thành phần trong nền kinh tế với đầy đủ các dịch vụ tài chính (huy động vốn, tín dụng, kinh doanh vốn, tài trợ thương mại, kinh doanh ngoại tệ,…)

Trải qua hơn 30 năm hình thành và phát triển, Vietinbank đã phát huy tốt vai trò là một ngân hàng phục vụ hiệu quả trong lĩnh vực công, thương nghiệp và có những đóng góp quan trọng cho sự ổn định, phát triển kinh tế trong nước, thực hiện theo đúng các chính sách, chỉ đạo từ NHNN Với các giá trị cốt lõi (“Hướng đến khách hàng, “Hướng đến sự hoàn hảo”, “Năng động, sáng tạo, chuyên nghiệp, hiện đại”, “Trung thực, chính trực, minh bạch, đạo đức nghề nghiệp”, “Sự tôn trọng”, “Bảo

vệ và phát triển thương hiệu”, “Phát triển bền vững và trách nhiệm với cộng đồng, xã hội”) cùng với các thành quả đã đạt được trong quá trình phát triển đã giúp Vietinbank ngày càng khẳng định được vị thế thương hiệu theo đúng tầm nhìn sẽ trở thành một Tập đoàn tài chính ngân hàng dẫn đầu Việt Nam, ngang tầm khu vực, hiện đại, đa năng, hiệu quả cao Hiện nay, quy mô hoạt động của Vietinbank ngày càng được mở rộng gồm có 1 Trụ sở chính ở Thành phố Hà Nội (tại số 108 Trần Hưng Đạo, Quận Hoàn Kiếm, Thành phố Hà Nội), 155 chi nhánh trải dài khắp 63 tỉnh thành, 2 chi nhánh tại Đức, 1 văn phòng đại diện tại Myanmar, 2 văn phòng đại diện ở TP.HCM

và Thành phố Đà Nẵng, 1 Ngân hàng con ở Lào và 958 phòng giao dịch

Trong đó, Phòng Quản lý Cân đối vốn & Kế hoạch Tài chính thuộc Khối Tài chính của Vietinbank (tham khảo Phụ lục 1 Bộ máy tổ chức Vietinbank) đóng vai trò trung tâm trong việc hoạch định chính sách lãi suất và các chính sách tài chính cho toàn hệ thống dự trên cơ sở: (i) Lãi suất điều hành của NHNN; (ii) Mặt bằng lãi

suất của các NHTM và đặc biệt là khối NHTM có vốn Nhà nước chi phối (Agribank, Vietcombank, BIDV); (iii) Tình hình thanh khoản của nội bộ Vietinbank và (iv) Tình hình cung cầu vốn trên thị trường tiền tệ

1.2 Giới thiệu về vấn đề nghiên cứu:

tệ như công cụ chính để điều chỉnh cung và cầu thị trường đặt ra nhiều vấn đề một khi truyền dẫn từ lãi suất điều hành chính sách sang lãi suất bán lẻ chậm chạp (sluggish) hoặc không hoàn toàn (incomplete) Tuy nhiên, việc truyền dẫn hoàn toàn hoặc đầy đủ (full) cho phép Ngân hàng Trung ương chuyển tất cả các chi phí liên quan đến việc tăng lãi suất chính sách sang lãi suất bán lẻ là rất ít khả năng xảy ra Các ngân hàng có thể đòi hỏi phần bù cao hơn cho rủi ro do hoạt động kinh tế chậm lại Ví dụ, việc giảm lãi suất chính sách sẽ không chuyển hoàn toàn cho các cá nhân hoặc các doanh nghiệp, đây được xem là sự truyền dẫn không đầy đủ Ngược lại, nếu các ngân hàng cân nhắc rủi ro thấp, họ có thể tăng mức độ truyền dẫn, điều này dẫn đến sự quá nóng của nền kinh tế, đó được xem là sự truyền dẫn cao Do đó, nắm rõ IRPT rất quan trọng vì lãi suất bán lẻ tác động đến cung và cầu của thị trường cho vay và huy động, và tác động đến hoạt động kinh tế như chu kỳ kinh tế, đầu tư, mức lạm phát và tăng trưởng GDP Chính sách tiền tệ chỉ hoạt động hiệu quả nếu tồn tại mối quan hệ lãi suất dài hạn giữa Ngân hàng Trung ương và các ngân hàng bán lẻ, bất kể quá trình truyền dẫn đó là hoàn toàn, một phần (partial) hay quá mức (over pass-through) (Zhang và cộng sự, 2017) IRPT là đối xứng nếu các mẫu hình điều chỉnh thuộc về trạng thái cân bằng dài hạn là giống nhau giữa các mẫu hình tăng và giảm Ngược lại, quá trình điều chỉnh như vậy cho các mẫu hình khác nhau là bất đối

xứng

1.2.2 Mục tiêu nghiên cứu:

 Mục tiêu tổng quát:

+ Xem xét cơ chế truyền dẫn từ lãi suất chính sách (đại diện là lãi suất cơ bản) đến lãi suất huy động (của Vietinbank và nền kinh tế) trong ngắn hạn

và dài hạn

+ Xem xét mức độ diều chỉnh về mức cân bằng dài hạn của lãi suất

+ Xem xét yếu tố bất đối xứng trong cơ chế truyền dẫn lãi suất

+ So sánh cơ chế truyền dẫn lãi suất huy động của Vietinbank và nền kinh

1.2.3 Tóm tắt các nghiên cứu trước:

Các nghiên cứu thực nghiệm liên quan truyền dẫn chính sách tiền tệ trong nhiều thập niên qua tương đối đa dạng Nhiều đóng góp gần đây tập trung vào việc điều tra các thuộc tính định tính và định lượng của IRPT (Sander và Klein, 2006; Jamilov, 2012; Jamilov và Égert, 2014; Yu và cộng sự, 2013; Wang và Lee, 2009; Fang và Thanh Binh, 2006; Kwapil và Scharler, 2010; và Zhang và cộng sự, 2017) Đặc biệt, các đóng góp tập trung tìm hiểu bằng cách nào quá trình truyền dẫn của lãi suất dài hạn đối với các khoản vay và tiền gửi giữa Ngân hàng Trung ương và ngân hàng bán lẻ hoạt động Một số nghiên cứu phát hiện ra rằng quá trình truyền dẫn điều

chỉnh khác nhau phụ thuộc vào các quốc gia, thị trường và khoảng thời gian khác nhau Tuy nhiên, các nghiên cứu về IRPT tại Việt Nam còn tương đối ít ỏi Ví dụ:

 Đinh Thị Thu Hồng và Phan Đình Mạnh (2013) thông qua mô hình EGARCH (1,1) kiểm tra tính đối xứng và bất đối xứng trong truyền dẫn lãi suất, tính cứng nhắc trong quá trình điều chỉnh cho Việt Nam Các tác giả phát hiện truyền dẫn từ lãi suất thị trường sang lãi suất bán lẻ của ngân hàng là không hoàn toàn; trong một số trường hợp, biến động của lãi suất làm tăng mức độ truyền dẫn, tuy nhiên, các trường hợp khác lại cho kết quả trái ngược

ECM- Nguyễn Thị Ngọc Trang và Nguyễn Hữu Tuấn (2014) nghiên cứu cơ chế truyền dẫn lãi suất chính sách đến lãi suất bán lẻ Việt Nam, thông qua mô hình ARDL cũng như mô hình ECM Các tác giả khẳng định sự tồn tại của truyền dẫn không hoàn toàn từ lãi suất liên ngân hàng và lãi suất chính sách đến lãi suất bán lẻ Tuy nhiên, các nghiên cứu này chỉ đề cập cơ chế IRPT ở góc độ tổng thể của nền kinh tế, chưa đi sâu phân tích từng ngân hàng thương mại riêng lẻ Đây là một hướng nghiên cứu mang ý nghĩa về mặt thực tiễn chính sách cho các nhà hoạch định tiền tệ, giúp làm rõ cơ chế IRPT sang lãi suất của từng ngân hàng và từ đó, có các biện pháp can thiệp phù hợp giúp tăng mức

độ IRPT (nếu truyền dẫn không hoàn toàn) hoặc giảm mức độ IRPT (nếu truyền dẫn quá mức)

 Các nghiên cứu về IRPT từ lãi suất chính sách sang lãi suất bán lẻ của từng ngân hàng có thể điểm qua như: Nguyễn Thị Mai Trúc (2016) và Trịnh Xuân Quang (2015) cho Agribank; Đoàn Duy Khánh (2014) cho Vietcombank Các nghiên cứu này đa phần phát hiện IRPT từ lãi suất chính sách sang lãi suất cho vay và huy động là không đầy đủ trong ngắn hạn và dài hạn Cá biệt, nghiên cứu của Đoàn Duy Khánh (2014) không xác nhận được mối quan hệ đồng liên kết đối xứng giữa lãi suất tái cấp vốn (đại diện lãi suất trần) với các lãi suất cho vay và huy động

Tác giả cho rằng, điều này xuất phát từ việc các nghiên cứu này chưa đề cập hiệu ứng bất đối xứng trong IRPT, vô tình bỏ qua đặc tính đồng liên kết ẩn giữa các

biến lãi suất Bên cạnh đó, theo hiểu biết của tác giả, nghiên cứu về IRPT tại Vietinbank vẫn còn bỏ ngỏ Xuất phát từ các lỗ hổng trên, nghiên cứu này áp dụng phương pháp phát triển gần đây, tự hồi quy phân phối trễ phi tuyến (NARDL), theo

đề xuất của Shin và cộng sự (2014), nhằm đánh giá sự điều chỉnh ngắn hạn về trạng thái cân bằng dài hạn, bên cạnh mối quan hệ lãi suất dài hạn giữa NHNN và Vietinbank Ưu điểm chính của phương pháp là kết hợp đồng liên kết bất đối xứng với mô hình ARDL để thu được khung sai số hiệu chỉnh liên quan Dựa vào cách tiếp cận tiền tệ, nghiên cứu đánh giá sự truyền dẫn trực tiếp từ lãi suất cơ bản (lãi suất chính sách) sang lãi suất huy động với các kỳ hạn khác nhau của Vietinbank trong giai đoạn từ tháng 1/2008 đến tháng 1/2018 Bên cạnh đó, nhằm có góc nhìn toàn diện về IRPT, tác giả tiến hành thêm bước phân tích truyền dẫn đến lãi suất huy động của nền kinh tế để có cơ sở so sánh cho các kết quả thực nghiệm thu được khi phân tích IRPT từ lãi suất chính sách sang lãi suất của Vietinbank

1.2.4 Câu hỏi nghiên cứu:

 IRPT từ lãi suất chính sách sang lãi suất huy động (của Vietinbank và nền kinh tế) là hoàn toàn hay không hoàn toàn hay quá mức trong ngắn hạn và dài hạn?

 Hiệu ứng bất đối xứng (phi tuyến) có tồn tại trong cơ chế IRPT từ lãi suất chính sách sang lãi suất huy động (của Vietinbank và nền kinh tế) không?

 Phản ứng của lãi suất huy động (của Vietinbank và nền kinh tế) khi lãi suất sinh sách tăng và giảm có khác biệt nhau đáng kể hay không?

 Cơ chế IRPT từ lãi suất chính sách sang lãi suất huy động của Vietinbank và nền kinh tế có khác biệt nhau đáng kể hay không?

1.2.5 Đối tượng nghiên cứu:

Sự truyền dẫn từ lãi suất cơ bản của NHNN đến lãi suất huy động của Vietinbank và nền kinh tế trong ngắn hạn và dài hạn

1.2.6 Phạm vi nghiên cứu:

Không gian nghiên cứu: Toàn bộ nền kinh tế đối với lãi suất cơ bản và lãi suất huy động của nền kinh tế Toàn hệ thống Vietinbank đối với lãi suất huy động của Vietinbank

Thời gian nghiên cứu: dữ liệu được thu thập từ tháng 1 năm 2018 đến tháng 1 năm 2018 (2008M1–2018M1)

1.2.7 Phương pháp nghiên cứu:

Dữ liệu nghiên cứu: Luận văn sử dụng lãi suất cơ bản đại diện cho lãi suất điều hành của NHNN, lãi suất huy động tại Vietinbank (gồm các kỳ hạn: không kỳ hạn, 3 tháng, 6 tháng, 12 tháng và trên 12 tháng) và lãi suất huy động của nền kinh tế (Deposit rate)

Phương pháp nghiên cứu:

 Phân tích định tính: tác giả sử dụng phương pháp thống kê mô tả, tổng hợp, so sánh, phân tích để nghiên cứu lãi suất chính sách, lãi suất huy động và sự truyền dẫn

 Phân tích định lượng: tác giả sử dụng phương pháp kiểm định tính dừng ADF, DF-GLS, ZA, mô hình ARDL và NARDL để nghiên cứu sự truyền dẫn bất đối xứng từ lãi suất chính sách tiền tệ đến lãi suất huy động của Vietinbank và nền kinh tế trong ngắn, dài hạn

1.2.8 Kết cấu nghiên cứu:

Luận văn có kết cấu gồm 5 chương với nội dung chính như sau:

 Chương 1: Giới thiệu về đề tài nghiên cứu

 Chương 2: Cơ sở lý thuyết về truyền dẫn lãi suất chính sách tiền tệ

 Chương 3: Phương pháp nghiên cứu

 Chương 4: Kết quả nghiên cứu

 Chương 5: Kết luận

CHƯƠNG 2 CƠ SỞ LÝ THUYẾT VỀ TRUYỀN DẪN LÃI SUẤT CHÍNH SÁCH TIỀN TỆ

2.1 Các kênh truyền dẫn chính sách tiền tệ:

Giới kinh tế cùng chung nhận định chính sách tiền tệ là một công cụ mạnh mẽ cho các nhà chức trách tiền tệ xác định mức độ tổng cầu trong ngắn hạn và trung hạn như mong muốn của Ngân hàng Trung ương Để đạt thành công trong việc thực thi chính sách tiền tệ, các nhà chức trách tiền tệ phải có một sự phán đoán chính xác về thời gian và hiệu quả của các chính sách đối với nền kinh tế, do đó đòi hỏi phải có kiến thức chuyên sâu về các cơ sở thông qua đó chính sách tiền tệ ảnh hưởng đến nền kinh tế (Mishkin, 1995) Về vấn đề này, một số Ngân hàng Trung ương quyết định lãi suất ngắn hạn dự kiến sẽ ảnh hưởng đến các hoạt động kinh tế chung Các hoạt động kinh tế chịu ảnh hưởng thông qua nhiều kênh, được biết đến rộng rãi với tên gọi

cơ chế truyền dẫn chính sách tiền tệ Kênh tỷ giá, giá tài sản, kỳ vọng và lãi suất thị trường là một trong những kênh truyền dẫn chính sách tiền tệ Hình 2.1 bên dưới trình bày cơ chế truyền dẫn chính sách tiền tệ của Ngân hàng Trung ương Anh (BoE)

Nguồn: Ngân hàng Trung ương Anh (www.bankofengland.co.uk)

Hình 2.1 Kênh truyền dẫn chính sách tiền tệ

Kênh truyền dẫn đầu tiên và được coi là kênh truyền tải chính sách tiền tệ chính Chính sách tiền tệ nới lỏng dẫn đến giảm lãi suất thực dài hạn, từ đó ảnh hưởng đến đầu tư kinh doanh, đầu tư vào nhà ở và chi tiêu tiêu dùng cho hàng hóa lâu bền

Lãi suất

chính sách

Lãi suất thị trường

Tỷ giá

Giá tài sản

Kỳ vọng

Cầu trong nước

Cầu nước ngoài ròng

lạm phát

Giá nhập khẩu

Lạm phát

Sự thay đổi tương ứng trong tổng cầu cuối cùng được phản ánh trong tổng sản lượng

và giá cả Do đó, mối quan hệ giữa lãi suất danh nghĩa và lãi suất thực được giải thích bằng các lý thuyết dựa trên sự cứng nhắc về giá cả và tiền lương, mối liên hệ giữa lãi suất thực ngắn hạn và dài hạn xuất phát từ giả thuyết kỳ vọng về cấu trúc kỳ hạn của lãi suất và mối quan hệ giữa tổng cầu với sản lượng và giá cả Bên cạnh đó, việc mở rộng chính sách tiền tệ làm giảm bớt sự lựa chọn bất lợi và rủi ro đạo đức bằng cách tăng giá trị ròng của các công ty (thông qua giá cổ phiếu cao hơn), giảm rủi ro cho vay (thông qua lãi suất thực thấp hơn), cải thiện dòng tiền của công ty (thông qua lãi suất danh nghĩa thấp hơn) và giảm gánh nặng của các hợp đồng nợ danh nghĩa (bằng cách tăng mức độ phổ biến)

2.1.1 Kênh lãi suất:

Quan điểm truyền thống của Keynes về cơ chế truyền dẫn của chính sách tiền

tệ có thể được đặc trưng bởi phương trình sau:

M↑ ⇒ i↓ ⇒ I↑ ⇒ Y↑

Trong đó, M↑ ký hiệu chính sách tiền tệ nới lỏng dẫn đến sự sụt giảm của lãi suất thực (i↓) Chi phí vốn giảm và do đó, chi tiêu đầu tư tăng (I↑); dẫn đến sự gia tăng của sản lượng (Y↑) Sơ đồ này không chỉ áp dụng cho các quyết định đầu tư kinh doanh mà còn áp dụng cho các quyết định tiêu dùng của các hộ gia đình Trong trường hợp này, I trình bày chi tiêu nhà ở và tiêu dùng lâu dài Một đặc điểm quan trọng của kênh lãi suất là nó hoạt động với lãi suất thực chứ không phải lãi suất danh nghĩa Thực tế là rất quan trọng để hiểu cách thức hoạt động của kênh nếu lãi suất danh nghĩa gần bằng không Trong thời kỳ giảm phát, sự nới lỏng của chính sách tiền tệ M↑ dẫn đến mức giá kỳ vọng tăng (Pe↑) và do đó, lạm phát kỳ vọng tăng (πe ↑) Bởi vậy, lãi suất thực giảm (i↓), ngay cả khi lãi suất danh nghĩa gần bằng không

M↑ ⇒ Pe↑ ⇒ πe ↑ ⇒ i↓ ⇒ I↑ ⇒ Y↑

Tuy nhiên, có một sự phản đối đối với quan điểm của Keynes về truyền dẫn chính sách tiền tệ; rằng mô hình IS-LM chỉ tính đến một giá tài sản, là lãi suất Với các thị trường quốc tế đang phát triển, có 2 kênh truyền dẫn khác đòi hỏi sự chú ý, là kênh tỷ giá (exchange rate channel) và kênh giá tài sản (asset prices channel)

2.1.2 Kênh tỷ giá:

Tỷ giá hối đoái là giá tương đối của tiền tệ trong nước và nước ngoài, vì vậy

nó phụ thuộc vào cả điều kiện tiền tệ nội sinh và ngoại sinh Tác động lên tỷ giá hối đoái của thay đổi lãi suất chính thức (official rate) không thể dự đoán chắc chắn, vì điều đó còn tùy thuộc vào kỳ vọng lãi suất và lạm phát trong nước và nước ngoài, mà chính chúng cũng có thể cùng lúc chịu ảnh hưởng bởi sự thay đổi chính sách Tuy nhiên, giả sử các yếu tố khác là như nhau, lãi suất chính thức tăng bất ngờ có thể dẫn đến sự định giá cao (appreciation) ngay lập tức của đồng nội tệ trên thị trường ngoại hối; kết quả ngược lại khi lãi suất giảm Kênh tỷ giá cũng liên quan đến hiệu ứng lãi suất vì khi lãi suất thực trong nước giảm, tiền gửi bằng nội tệ trở nên kém hấp dẫn hơn so với tiền gửi bằng ngoại tệ, dẫn đến giảm giá trị tiền gửi nội tệ so với tiền gửi bằng các loại tiền tệ khác, điều đó đồng nghĩa nội tệ định giá thấp (E↓) Sự định giá thấp (mất giá) dẫn đến sự gia tăng xuất khẩu ròng (NX↑) và do đó, làm tăng sản lượng:

M↑ ⇒ i↓ ⇒ E↓ ⇒ NX↑ ⇒ Y↑

2.1.3 Kênh giá tài sản:

Có 2 kênh liên quan đến giá tài sản cần được nêu: i) lý thuyết q của Tobin về

đầu tư (Tobin, 1969); và ii) hiệu ứng của cải (wealth effect) lên tiêu dùng Tobin giới

thiệu biến số q tương đương với giá trị thị trường của doanh nghiệp chia cho các chi phí cần thiết để thay thế vốn Nếu q cao, thiết bị và dụng cụ mới có giá rẻ hơn so với

giá trị thị trường của doanh nghiệp Do đó, đầu tư sẽ tăng lên, các doanh nghiệp có

thể đầu tư chỉ với một số lượng nhỏ cổ phiếu phát hành Ngược lại, nếu q thấp, giá trị

thị trường của doanh nghiệp nhỏ hơn so với chi phí thay thế vốn Đầu tư sau đó cũng

thấp Điểm mấu chốt là tồn tại mối liên kết giữa q và chi tiêu đầu tư Quan điểm của

Keynes sau đó đi đến một kết luận rằng lãi suất giảm làm cho trái phiếu kém hấp dẫn hơn so với vốn chủ sở hữu và do đó, làm tăng giá cổ phiếu Kết hợp 2 hiệu ứng này mang lại:

M↑ ⇒ Pe↑ ⇒ q↑ ⇒ I↑ ⇒ Y↑

Sự thay thế cho lý thuyết của Tobin là hiệu ứng của cải lên tiêu dùng (Modigliani, 1971) Theo lý thuyết này, tiêu dùng được quyết định bởi sự giàu có trong cuộc sống của một cá nhân Một trong những cấu thành của của cải trọn đời (lifetime wealth) là của cải tài chính (financial wealth) Khi giá cổ phiếu tăng, của cải cũng tăng lên Điều

đó dẫn đến sự gia tăng trong tiêu dùng và tổng sản lượng cao hơn

M↑ ⇒ Pe↑ ⇒ giàu có↑ ⇒ chi tiêu↑ ⇒ Y↑

2.1.4 Kênh kỳ vọng:

Kênh kỳ vọng (expectations channel) dựa trên sự mong đợi của công chúng

về sự theo đuổi chính sách tiền tệ của Ngân hàng Trung ương trong tương lai và nó

sẽ ảnh hưởng như thế nào đến lạm phát, đầu tư, mức lương và tăng trưởng Truyền dẫn chính sách tiền tệ thông qua kênh kỳ vọng là không chắc chắn nhất bởi vì rất khó

để đo lường mức kỳ vọng và phụ thuộc vào cách thức công chúng giải thích những thay đổi trong chính sách tiền tệ Ví dụ, việc giảm lãi suất chính sách sẽ phát tín hiệu cho sự tăng trưởng cao trong tương lai và nếu kỳ vọng của công chúng trở nên khả quan hơn sẽ làm tăng lòng tin của nhà đầu tư trong việc đầu tư và tiêu dùng, dẫn đến

sự gia tăng sản lượng

2.1.5 Kênh tín dụng:

Không hài lòng với thực tế các kênh truyền dẫn truyền thống bỏ qua tính bất đối xứng của phân phối thông tin, 2 kênh truyền dẫn mới được ra đời Kênh cho vay ngân hàng (bank lending channel), mà tác giả xem xét trong nghiên cứu này, giả định vai trò đặc biệt của ngân hàng là một tổ chức trao cơ hội tiếp cận vào thị trường tín dụng cho những người đi vay, vốn không thể vay ở nơi khác Điều đó có nghĩa là không có sự bền vững hoàn hảo (perfect sustainability) của tiền gửi ngân hàng với các nguồn tiền khác Trong trường hợp này, kênh hoạt động như sau:

M↑ ⇒ tiền gửi ngân hàng↑ ⇒ khoản vay ngân hàng↑ ⇒ I↑ ⇒ Y↑

Chính sách tiền tệ mở rộng dẫn đến sự gia tăng tiền gửi, và do đó làm tăng các khoản vay Các doanh nghiệp (đặc biệt là các doanh nghiệp nhỏ) và các hộ gia đình, nếu có thể đầu tư, sẽ nhận được nguồn tài trợ cho các khoản đầu tư của mình Các khoản đầu tư dẫn đến sản lượng cao hơn Tuy nhiên, có một quan điểm khác về cho

vay Kênh bảng cân đối (balance sheet channel) giả định rằng giá trị ròng của một doanh nghiệp càng thấp thì lựa chọn bất lợi (adverse selection) và rủi ro đạo đức (moral hazard) khi cho doanh nghiệp này vay càng cao Giá trị ròng thấp hơn có nghĩa

là ít tài sản thế chấp và rủi ro cho vay đối với doanh nghiệp này cao hơn và ngược lại Kênh hoạt động được mô tả như sau:

M↑ ⇒ Pe↑ ⇒ lựa chọn bất lợi↓ và rủi ro đạo đức↓ ⇒ cho vay↑ ⇒ I↑ ⇒ Y↑ Kênh này đặc biệt quan trọng ở các quốc gia nơi đầu tư phổ biến hơn vào thị trường tài chính ngay cả đối với các dự án nhỏ (ví dụ như Mỹ)

2.2 Truyền dẫn lãi suất chính sách tiền tệ:

2.2.1 Khái niệm cơ bản về truyền dẫn lãi suất:

Truyền dẫn lãi suất (IRPT) đo lường mức độ các ngân hàng thương mại thay đổi lãi suất bán lẻ nhằm đáp ứng các thay đổi trong lãi suất chính thức của Ngân hàng Trung ương cả trong ngắn hạn và dài hạn Một cách hiểu khác, quá trình truyền dẫn lãi suất là sự phản ánh của lãi suất chính sách đối với lãi suất thị trường tiền tệ (hoặc liên ngân hàng) và cuối cùng là lãi suất ngân hàng (hoặc bán lẻ) (Gambacorta, 2005)

Có 2 khuôn khổ truyền dẫn chính sách tiền tệ (Hình 2.2) Khuôn khổ đầu tiên ký hiệu

bằng chữ A và được gọi là cách tiếp cận chính sách tiền tệ (monetary policy

approach) Cách tiếp cận này cho biết lãi suất ngân hàng chịu ảnh hưởng trực tiếp bởi quyết định chính sách tiền tệ và lãi suất chính sách truyền dẫn trực tiếp đến lãi suất bán lẻ Do vậy, trong cách tiếp cận này, giai đoạn trung gian của lãi suất thị trường

không quan trọng (Sander và Kleimeier, 2004) Khuôn khổ thứ hai, cách tiếp cận chi phí vay vốn (cost of funds approach), kiểm tra cách thức lãi suất thị trường chuyển

sang lãi suất bán lẻ tương ứng (de Bondt, 2002) Cách tiếp cận này được ký hiệu là chữ C

Nguồn: Égert và MacDonald (2008)

Hình 2.2 Các cách thức truyền dẫn chính sách tiền tệ

Cách tiếp cận thứ ba do Égert và cộng sự (2007) đề xuất, theo đó, quá trình IRPT thông thường có thể được chia làm 2 giai đoạn, ký hiệu là chữ B và C Giai đoạn đầu xác định những cú sốc chính sách tiền tệ truyền dẫn đến lãi suất thị trường tiền tệ ngắn hạn; và giai đoạn thứ hai cho thấy sự thay đổi của lãi suất thị trường tiền

tệ ảnh hưởng đến lãi suất bán lẻ ngân hàng Các tác giả lập luận rằng giai đoạn đầu (ký hiệu B) vận hành dựa trên độ dốc (hướng xuống, hướng lên hoặc nằm ngang) của đường cong lãi suất, về cơ bản được xác định bởi các lý thuyết truyền thống Ví dụ, dựa theo lý thuyết kỳ vọng (expectations theory), lãi suất trong dài hạn được xác định

là giá trị kỳ vọng trung bình của lãi suất ngắn hạn tương lai Lý thuyết ưa thích thanh khoản (liquidity preference theory) phát biểu rằng lãi suất phụ thuộc vào phần bù thanh khoản đòi hỏi của các nhà đầu tư nắm giữ tài sản ít thanh khoản Lý thuyết phân cách thị trường (market segmentation theory) cho rằng lãi suất với các phân khúc kỳ hạn khác nhau chịu ảnh hưởng riêng biệt bởi các yếu tố cung và cầu đặc biệt (Égert

và MacDonald, 2008) Tóm lại, nếu đường cong lãi suất giữ ổn định, truyền dẫn lãi suất chính sách đến lãi suất thị trường dự kiến sẽ tương xứng; trong khi đó, bất kỳ khúc cong (twist) nào trong đường cong lãi suất chắc chắn sẽ làm thay đổi kích thước cũng như mức độ truyền dẫn Hơn nữa, trong dài hạn, lãi suất thị trường không chỉ chịu ảnh hưởng bởi rủi ro và tính thanh khoản, mà còn bởi các yếu tố kinh tế vĩ mô, như tăng trưởng kinh tế và lạm phát (Baugnet và Hrandisky, 2004) Ngoài ra, những

biến động của các công cụ tài chính ở các thị trường khác, ví dụ như ở Mỹ, có ảnh hưởng đến lãi suất dài hạn trong khu vực đồng Euro Giai đoạn cuối (ký hiệu C) của quá trình truyền dẫn lãi suất, trong đó lãi suất thị trường và lãi suất vốn làm thay đổi lãi suất ngân hàng, và có thể được xác định bằng mô hình đơn giản, dựa theo Rousseas (1985), de Bondt (2002) và Petrevski và Bogoev (2012):

iB = μ + βiM, trong đó, iB là lãi suất bán lẻ, μ là mark-up cố định, iM là lãi suất thị trường và β là hệ

số truyền dẫn Do đó, hệ số truyền dẫn bằng 1 (β = 1, truyền dẫn hoàn toàn) trong điều kiện cạnh tranh hoàn hảo và thông tin đầy đủ Tuy nhiên, thị trường không phải lúc nào cũng cạnh tranh hoàn hảo, thông tin không nhất thiết phải đầy đủ, công bằng Điều này dẫn đến quá trình truyền dẫn không hoàn toàn (β < 1) Tuy nhiên, hệ số điều chỉnh có thể lớn hơn 1 (β > 1) do thông tin bất cân xứng (lựa chọn bất lợi và rủi ro đạo đức) hoặc sự điều chỉnh nhanh chóng của lãi suất bán lẻ trước thay đổi trong lãi suất thị trường Ví dụ, khi lãi suất thị trường giảm, các ngân hàng có thể giảm sâu lãi suất các khoản tiền gửi Égert và Mac-Donald (2008) trình bày một số tác nhân, ảnh hưởng quá trình truyền dẫn: i) cầu tiền gửi và cho vay; ii) chi phí chuyển đổi ngân hàng; iii) phân cách thị trường; iv) bất cân xứng thông tin; v) thao túng điều chỉnh lãi suất bán lẻ; vi) nguồn tài chính liên ngân hàng bên ngoài; vii) quan hệ với khách hàng; viii) tình hình vĩ mô và kỳ vọng; ix) tỷ số ngân hàng (thanh khoản, tỷ số vốn,…)

Tóm lại, hiểu một cách đơn giản, truyền dẫn hoàn toàn (complete) hoặc đầy

đủ (full) xảy ra khi những thay đổi trong lãi suất chính thức dẫn đến sự thay đổi 1 đối

1 (one-for-one) trong lãi suất bán lẻ của ngân hàng thương mại; và nếu lãi suất của các ngân hàng không điều chỉnh 1 đối 1, truyền dẫn bây giờ được gọi là không hoàn toàn (incomplete) hoặc cứng nhắc (sticky) (Amarasekara, 2009) Sự cứng nhắc lãi suất (interest rates stickiness) trong lĩnh vực ngân hàng có hai cách hiểu khác nhau Cottarelli và Kourelis (1994) chú thích rằng sự cứng nhắc lãi suất được sử dụng trong cách thứ nhất để mô tả bản chất không co giãn tương đối của lãi suất ngân hàng khi nhu cầu tín dụng và tiền gửi ngân hàng thay đổi Cách hiểu thứ hai liên quan đến những thay đổi về lãi suất thị trường tiền tệ, nghĩa là các ngân hàng thương mại điều

chỉnh lãi suất của mình một chút ít trong ngắn hạn (sự cứng nhắc ngắn hạn) và cũng

có thể tương tự trong dài hạn (sự cứng nhắc dài hạn), nhằm phản ứng trước sự thay đổi lãi suất chính thức Trong nghiên cứu này, tác giả sử dụng cách hiểu thứ hai

2.2.2 Các yếu tố giải thích cho sự cứng nhắc của lãi suất (Interest rate stickiness):

Các yếu tố giải thích sự cứng nhắc của lãi suất bán lẻ ngân hàng khi điều chỉnh theo thay đổi của lãi suất chính sách là gì? Trả lời câu hỏi này đặt ra những thách thức lớn cho các nhà hoạch định chính sách cùng giới kinh tế liên quan đến hiệu quả của chính sách tiền tệ Điều đó dẫn đến nhiều nghiên cứu tìm cách đưa ra lời giải thích thuyết phục cho sự cứng nhắc trong điều chỉnh lãi suất bán lẻ của ngân hàng Về mặt

lý thuyết, các yếu tố có thể ảnh hưởng đến mức độ phản ứng của lãi suất ngân hàng trước những thay đổi trong lãi suất chính sách tương đối đa dạng, bao gồm: cấu trúc

và quyền sở hữu của hệ thống tài chính, hành vi thông đồng giàn xếp giá của ngân hàng (collusive behavior), chi phí thực đơn (menu cost) và chuyển đổi (switching cost), thông tin bất đối xứng và điều kiện kinh tế vĩ mô

Cấu trúc của hệ thống tài chính là yếu tố chính quyết định sự truyền dẫn lãi suất và đề cập đến số lượng người tham gia thị trường, mức độ cạnh tranh và sự tập trung của khu vực ngân hàng, cấu trúc sở hữu, mức độ phát triển và độ mở của thị trường tài chính (Cottarelli và Kourelis, 1994) Các tác giả lập luận rằng độ co giãn cầu đối với các khoản vay yếu hơn ở các thị trường nơi có một số ít các đối thủ cạnh tranh, rào cản gia nhập cao hoặc không có sự thay thế nguồn tài chính; do đó, trong các thị trường như vậy, lãi suất cho vay có xu hướng phản ứng chậm chạp với sự năng động trong thị trường tiền tệ và lãi suất chính sách trong ngắn hạn Ngược lại, thị trường tài chính phát triển tốt với thị trường trái phiếu và tiền tệ trong nước, chứng khoán nợ doanh nghiệp và vốn mạo hiểm (capital venture) kết hợp độ mở với thị trường vốn quốc tế, dẫn đến việc truyền dẫn nhanh hơn (Aziakpono và Wilson, 2010) Mặt khác, tập trung vào sự cứng nhắc trong truyền dẫn lãi suất, vì các ngân hàng có

xu hướng áp dụng hành vi độc quyền (oligopolistic behavior), khiến lãi suất điều chỉnh bất đối xứng Hai lý thuyết cạnh tranh đã được Hannan và Berger (1991),

Neumark và Sharpe (1992) đề xuất để giải thích sự bất đối xứng trong việc điều chỉnh

lãi suất bán lẻ của ngân hàng: hành vi thông đồng giàn xếp giá (collusive pricing arrangement) của các ngân hàng và giả thuyết phản ứng khách hàng (customer

reaction hypothesis) Hành vi thông đồng giàn xếp giá của các ngân hàng lập luận

rằng lãi suất huy động sẽ cứng nhắc hướng lên (upward rigidity) sau khi tăng lãi suất

chính sách vì việc tăng lãi suất huy động tạo ra chi phí bổ sung cho các ngân hàng dưới hình thức thanh toán cao hơn cho người gửi tiền; trong khi đó, lãi suất cho vay

thể hiện tính cứng nhắc hướng xuống (downward rigidity) cao hơn để phản ứng với

việc cắt giảm lãi suất chính sách vì giảm lãi suất cho vay ảnh hưởng tiêu cực đến biên lợi nhuận (profit margin) của các ngân hàng Ngược lại, hành vi phản ứng bất lợi của

khách hàng cho thấy lãi suất huy động sẽ cứng nhắc hướng xuống trong trường hợp lãi suất chính sách bị cắt giảm, trong khi lãi suất cho vay sẽ cho thấy mức độ cứng nhắc hướng lên cao hơn khi lãi suất chính sách tăng

Cấu trúc sở hữu của hệ thống tài chính cũng đóng vai trò trung tâm khi nói đến việc truyền dẫn chính sách tiền tệ (Espinosa-Vega và Rebucci, 2003; Amarasekara, 2005) Trong các nền kinh tế nơi các tổ chức tài chính nhà nước (ngân hàng và phi ngân hàng) chiếm ưu thế trên thị trường tài chính, các tổ chức đó là công cụ để đạt được các mục tiêu chính sách của chính phủ và tối đa hóa lợi nhuận không phải là hạn chế (constraint) chính của mình Trong môi trường như vậy, lãi suất có khả năng điều chỉnh với độ trễ do tính không hiệu quả (inefficiency) và cân nhắc chính trị (political consideration), do đó gây ra sự cứng nhắc trong điều chỉnh lãi suất Theo Rotprice và Saloner (1987), sự cứng nhắc giá trong phản ứng với những thay đổi trong điều kiện thị trường cơ bản có thể được giải thích bằng “chi phí thực đơn”, bao gồm các chi phí thay đổi và lưu hành bảng giá mới, in ấn, quảng cáo, truyền đạt các thay đổi cho khách hàng Lý thuyết chi phí thực đơn dự đoán rằng các doanh nghiệp

sẽ chỉ điều chỉnh giá của mình khi lợi ích từ việc điều chỉnh lớn hơn chi phí vượt khỏi trạng thái cân bằng Hơn nữa, các doanh nghiệp cần duy trì mối quan hệ lâu dài với khách hàng của mình và do đó, không muốn liên tục thay đổi giá vì điều này có thể

có tác động tiêu cực đến sự hài lòng của khách hàng Theo quan điểm lý thuyết này,

các ngân hàng có thể trì hoãn trước khi phản ứng với những thay đổi trong lãi suất chính sách (Cottarrelli và Kourelis, 1994) Khi một khách hàng quyết định chuyển từ ngân hàng hoặc sản phẩm tài chính sang nơi khác (sản phẩm khác) để có được điều kiện thuận lợi hơn, người này phải đối mặt với, cái gọi là, “chi phí chuyển đổi”, chủ yếu đề cập đến chi phí tìm kiếm và giao dịch, bao gồm chi phí thông tin để khám phá ngân hàng có lãi suất ưu đãi hơn, chi phí tìm hiểu các lãi suất và điều kiện khác nhau đối với các khoản vay hoặc tiền gửi mới Với những cân nhắc này, chi phí chuyển đổi càng cao, khách hàng sẽ càng khó chuyển từ ngân hàng này sang ngân hàng khác; do hành vi của khách hàng, lãi suất bán lẻ của ngân hàng sẽ trở nên cứng nhắc (Lowe và Rohling, 1992) Trong nghiên cứu sâu sắc của mình, Stiglitz và Weiss (1981) đề cập đến sự cứng nhắc lãi suất bán lẻ của ngân hàng với thông tin bất đối xứng trong thị trường cho vay Nếu tăng lãi suất cho vay, các ngân hàng có thể thu hút những người

đi vay rủi ro hơn (lựa chọn bất lợi), trong khi việc tăng lãi suất cho vay sẽ tạo ra những ưu đãi cho người vay chất lượng kém để lựa chọn các dự án rủi ro hơn (rủi ro đạo đức) Do đó, các ngân hàng sẽ thích đặt lãi suất cho vay thấp hơn lãi suất cân bằng thị trường và phân bổ lượng cung tín dụng ngay cả khi chi phí vốn (funding cost) tăng Do đó, các tác giả chỉ ra rằng trong các thị trường có thông tin không hoàn hảo, trạng thái cân bằng trong thị trường cho vay được đặc trưng bởi phân bổ tín dụng

và lãi suất cho vay thịnh hành sẽ không nhất thiết phải thay đổi sau những thay đổi của lãi suất khác, bao gồm cả lãi suất chính sách; trong một môi trường như vậy, lãi

suất cho vay sẽ thể hiện sự cứng nhắc hướng lên Điều kiện kinh tế vĩ mô cũng có tác

động quan trọng đến quy mô của truyền dẫn và tốc độ điều chỉnh của lãi suất bán lẻ Các ngân hàng thấy dễ dàng hơn để nhanh chóng chuyển các thay đổi của lãi suất chính sách sang lãi suất cho vay và tiền gửi của mình trong điều kiện kinh tế thuận lợi, đặc trưng bởi sự ổn định và tăng trưởng kinh tế nhanh chóng (Égert và MacDonald, 2008) Ngược lại, mức độ biến động cao hơn trong chính sách và lãi suất thị trường tiền tệ (phản ánh sự bất định và bất ổn kinh tế vĩ mô cao), làm giảm nội dung thông tin của các tín hiệu chính sách và do đó, khiến các ngân hàng khó giải quyết nhiễu (noise) hơn từ các tín hiệu chính sách; điều này làm suy yếu việc truyền

dẫn lãi suất, do các ngân hàng sẽ chờ đợi lâu hơn trước khi thay đổi lãi suất (Égert và cộng sự, 2007)

2.2.3 Các nghiên cứu thực nghiệm:

Cottarelli và Kourelis (1994) phân tích sự truyền dẫn tại 31 quốc gia công nghiệp và đang phát triển, bao gồm một số quốc gia thuộc Liên minh châu Âu (EU) Các tác giả thấy rằng truyền dẫn dài hạn là hoàn toàn đối với hầu hết các quốc gia, nhưng có bằng chứng cho thấy sự chậm chạp (sluggishness) trong điều chỉnh ngắn hạn của lãi suất cho vay giữa các quốc gia riêng lẻ Borio và Fritz (1995) điều tra sự truyền dẫn từ lãi suất thị trường tiền tệ và chính sách sang lãi suất cho vay của ngân hàng tại 12 quốc gia công nghiệp trong giai đoạn 1984–1994 Mặc dù có sự khác biệt giữa các quốc gia, nhưng tựu chung, sự truyền dẫn là hoàn toàn trong vòng 2 năm Ngoài ra, có nhiều bằng chứng chưa nhất quán liên quan đến việc điều chỉnh ngắn hạn, nhưng nhìn chung sự điều chỉnh là chậm chạp ở châu Âu Bước sang thế kỷ mới, việc thành lập Liên minh EU đã thúc đẩy một loạt các nghiên cứu thực nghiệm trong lĩnh vực này (truyền dẫn lãi suất) Động lực chính xuất phát từ một mặt, việc giới thiệu đồng tiền chung giúp tăng cường hội nhập thị trường tài chính trong khu vực EU; mặt khác, chính sách tiền tệ chung tạo ra cú sốc tiền tệ thống nhất trên toàn khu vực đồng Euro Kết hợp với nhau, hai quá trình này cuối cùng sẽ dẫn đến sự hội tụ trong hoạt động của kênh lãi suất ở khu vực EU Một danh sách các nghiên cứu thực nghiệm về truyền dẫn lãi suất ở khu vực EU bao gồm: Mojon (2000), Toolsema và cộng sự (2001), Donnay và Degryse (2001), de Bondt (2005), Heinemann và Schuller (2002), Sander và Kleimeier (2004), de Bondt và cộng sự (2005), Kleimeier và Sander (2006), Van Leuvensteijn và cộng sự (2008), Banerjee và và cộng sự (2010) Nói chung, những phát hiện chính của các nghiên cứu này như sau: 1) truyền dẫn lãi suất thị trường tiền tệ sang lãi suất bán lẻ ngân hàng là không hoàn toàn; 2) sự truyền dẫn sẽ đầy đủ hơn và nhanh hơn đối với các khoản vay ngân hàng ngắn hạn so với kỳ hạn dài hơn; 3) khoản vay ngân hàng có truyền dẫn đầy đủ và nhanh chóng hơn so với tiền gửi ngân hàng; 4) việc điều chỉnh ngắn hạn là nhanh nhất đối với các khoản

vay ngắn hạn cho khách hàng doanh nghiệp; 5) có sự khác biệt giữa các quốc gia trong khu vực EU đối với cả hệ số truyền dẫn dài hạn và điều chỉnh ngắn hạn

Gần đây, xuất hiện sự quan tâm ngày càng tăng về vai trò của kênh lãi suất ở các nước CEE (Trung và Đông Âu), do thực tế là, sau khi cải cách toàn diện, chính sách tiền tệ ở các quốc gia này được thực hiện bởi các công cụ dựa trên thị trường (market-based instrument) Ngoài ra, phần lớn các nền kinh tế này đã gia nhập EU, với một số trong đó trở thành thành viên của khu vực đồng Euro, điều này đặt ra vấn

đề hội tụ (convergence) cho các thành viên cũ của EU Các nghiên cứu thực nghiệm

về truyền dẫn lãi suất trong các nền kinh tế CEE bao gồm: Wróbel và Pawłowska (2002), Antohi và cộng sự (2003), Chmielewski (2003), Horváth và cộng sự (2004), Kot (2004), Tieman (2004), Sander và Kleimeier (2006), Égert và cộng sự (2007), Aleksic và cộng sự (2008), Égert và MacDonald (2008) và Horváth và Podpiera (2012) Những phát hiện chính từ các nghiên cứu này như sau: 1) truyền dẫn là hoàn toàn cho nhiều lãi suất bán lẻ, mặc dù có vẻ như bám dính trong ngắn hạn; 2) việc điều chỉnh nhanh hơn nhiều so với khu vực đồng Euro; 3) quy mô và tốc độ truyền dẫn cho lãi suất cho vay ngắn hạn của công ty cao hơn so với lãi suất huy động, lãi suất cho vay hộ gia đình và các sản phẩm có kỳ hạn dài hơn; 4) không có bằng chứng cho thấy sự truyền dẫn trong các thành viên mới của EU hội tụ với khu vực đồng Euro; 5) có sự không đồng nhất (heterogeneity) đáng kể giữa các quốc gia trong việc truyền dẫn, điều này có thể được giải thích bởi sự khác biệt về các yếu tố kinh tế vĩ

mô và cấu trúc tài chính của các quốc gia

Minea và Rault (2011) nghiên cứu cơ chế truyền dẫn tại Bulgaria trong giai đoạn 1999–2007, chủ yếu thông qua kênh lãi suất và thấy rằng phản ứng của lãi suất thị trường tiền tệ trong nước đối với nước ngoài (LIBOR) là không ổn định Mihailov (2010) điều tra mối liên kết giữa nhiều mức lãi suất cho vay doanh nghiệp và lãi suất thị trường tiền tệ ở Bulgaria trong năm 1999–2009, đề cập đến vai trò của rủi ro tín dụng (credit risk) đối với chính sách định giá của ngân hàng Tác giả xác nhận sự tồn tại của đồng liên kết giữa các lãi suất ngân hàng, EURIBOR và chỉ số rủi ro tín dụng,

và thấy rằng lãi suất ngân hàng điều chỉnh nhanh chóng đến trạng thái cân bằng dài

hạn Karagiannis và cộng sự (2011) phân tích truyền dẫn lãi suất ở Hy Lạp, Slovenia

và Bulgaria trong giai đoạn 1999–2007 Đối với Bulgaria, các tác giả tìm thấy đồng liên kết giữa lãi suất thị trường tiền tệ và lãi suất ngân hàng, và cung cấp bằng chứng cho việc điều chỉnh bất đối xứng của lãi suất cho vay ngân hàng Vizek và Condic-Jurkic (2010) đánh giá xem liệu thị trường tiền tệ và thị trường ngân hàng của khu vực CEE có hợp nhất với khu vực EU hay không, do kết quả của việc sở hữu nước ngoài trong khu vực ngân hàng trong nước cũng như mức độ “Euro hóa” cao Các tác giả thấy rằng chỉ có lãi suất thị trường tiền tệ của Bulgaria là đồng liên kết với thị trường tiền tệ EU-15 do các khoản vay nặng lãi của ngân hàng Bulgaria từ các chủ

sở hữu nước ngoài Ngoài ra, các tác giả cung cấp bằng chứng cho thấy lãi suất huy động Croatia đồng liên kết với thị trường Ý và Áo, trong khi lãi suất huy động Bulgaria có liên quan đến lãi suất huy động của Ý Tương tự, lãi suất cho vay của Croatia và Bulgaria đồng liên kết với lãi suất cho vay của Ý và Áo Do đó, các tác giả xác nhận sự truyền dẫn từ các quốc gia có ngân hàng có cổ phần sở hữu đáng kể

ở Bulgaria và Croatia

Jovanovski và cộng sự (2005) phân tích sự truyền dẫn ở Macedonia và tìm ra mối quan hệ đồng liên kết giữa lãi suất cho vay, lãi suất chính sách và lãi suất thị trường tiền tệ trong giai đoạn 2002–2004 Tuy nhiên, các tác giả cho thấy sự truyền dẫn từ lãi suất thị trường sang lãi suất cho vay là thấp và tốc độ điều chỉnh ngắn hạn cực kỳ chậm Thiếu sót lớn của phân tích này là các tác giả ước tính mối quan hệ đồng liên kết trong khoảng thời gian mẫu chỉ hai năm, có thể không phù hợp Velickovski (2006) điều tra truyền dẫn lãi suất ở Macedonia trong giai đoạn 1998–

2006 và thấy rằng IRPT từ lãi suất chính sách đến lãi suất thị trường tiền tệ là hoàn toàn, nhưng tác giả không tìm thấy mối quan hệ đồng liên kết giữa lãi suất thị trường tiền tệ và lãi suất bán lẻ của các ngân hàng Đối với điều chỉnh ngắn hạn, các ước tính hàm ý rằng phải mất 4,5 tháng để điều chỉnh toàn bộ lãi suất thị trường tiền tệ về trạng thái cân bằng dài hạn khi lãi suất chính sách thay đổi Tuy nhiên, sự truyền dẫn ngắn hạn đã trở nên nhanh hơn kể từ khi cải cách các công cụ chính sách tiền tệ vào năm 2000 Một phân tích gần đây được thực hiện bởi Velickovski (2010) chỉ ra rằng,

sau khi ràng buộc khoảng thời gian 2003–2008 (do sự thay đổi thấp hơn của lãi suất chính sách trong giai đoạn này theo lập luận của tác giả), gần như có sự điều chỉnh dài hạn hoàn toàn của lãi suất cho vay của các ngân hàng đối với lãi suất chính sách Tuy nhiên, kết quả cho thấy tốc độ và kích thước của sự điều chỉnh ngắn hạn giữa hai lãi suất này khá chậm chạp và không hoàn toàn

Sander và Klein (2006) phát hiện rằng lãi suất bán lẻ ngân hàng thể hiện tính chất điều chỉnh cứng nhắc ở Namibia, hàm ý rằng sự điều chỉnh của lãi suất bán lẻ trước các thay đổi của lãi suất chính sách không phải là 1 đối 1 Jamilov (2012) và Jamilov và Égert (2014) tuyên bố rằng IRPT sẽ không thể hoàn toàn một khi khu vực ngân hàng kém phát triển Tuy nhiên, nhiều nền kinh tế đang phát triển và đang chuyển đổi đã thực hiện cải cách thị trường tài chính thông qua khu vực ngân hàng

và thị trường vốn đang phát triển nhanh chóng, dẫn đến việc truyền dẫn từ lãi suất chính sách sang lãi suất bán lẻ ngân hàng được cải thiện Liu và cộng sự (2011) áp dụng phương pháp đồng liên kết Engel-Granger cùng phương pháp ARDL và tìm thấy IRPT yếu nhưng mức độ điều chỉnh nhanh hơn trong các lãi suất ngắn hạn so với trong dài hạn ở New Zealand Sử dụng mô hình ARDL, Kwapil và Scharler (2010) chỉ ra rằng tồn tại hiệu ứng IRPT nhanh hơn đối với lãi suất cho vay ngân hàng ở Mỹ

so với các nước châu Âu

Theo Yu và cộng sự (2013), phần lớn các nghiên cứu trước đây sử dụng khuôn khổ tuyến tính (hoặc đối xứng) khi đề cập cơ chế IRPT Một nhược điểm của đồng liên kết tuyến tính truyền thống và mô hình sai số hiệu chỉnh là không xem xét cấu trúc thị trường, sự bất đối xứng của thông tin thị trường hoặc chi phí điều chỉnh Jankee (2004) sử dụng mô hình tự hồi quy ngưỡng (threshold autoregressive model)

và mô hình tự hồi quy động lực (momentum autoregressive model) để điều tra lãi suất cho vay của ngân hàng ở Mauritius Tác giả thấy rằng lãi suất cho vay của ngân hàng điều chỉnh chậm với sự gia tăng của lãi suất chính sách; tuy nhiên, nó lại điều chỉnh nhanh hơn với việc cắt giảm lãi suất chính sách Bằng cách sử dụng mô hình Engel-Granger và sai số hiệu chỉnh để kiểm tra IRPT của lãi suất bán buôn (wholesale interest rate) và lãi suất thị trường tiền tệ (money market rate), De Angelis và cộng

sự (2005) cho thấy tính chất điều chỉnh bất đối xứng không thể được phát hiện trong lãi suất cho vay của ngân hàng Hơn nữa, đồng liên kết tuyến tính truyền thống không thể giải thích sự điều chỉnh lãi suất ngắn hạn hoàn toàn khi xuất hiện biến động không đồng nhất tiềm năng và cấu trúc thị trường (Enders và Siklos, 2001; Sander và Kleimeier, 2006) Wang và Lee (2009) sử dụng kiểm định đồng liên kết bất đối xứng

để kiểm chứng IRPT tại Mỹ và 9 quốc gia châu Á Các nhà nghiên cứu phát hiện ra

sự truyền dẫn hoàn toàn đối với lãi suất huy động của Mỹ nhưng kết quả này không được xác nhận ở các quốc gia châu Á khác Ngoài ra, các tác giả phát hiện ra rằng lãi suất cho vay thể hiện sự cứng nhắc điều chỉnh hướng xuống ở Hồng Kông, Philippines

và Đài Loan Fang và Thanh Binh (2006) sử dụng kiểm định đồng liên kết ngưỡng bất đối xứng và mô hình EC-EGARCH (1,1)-M để điều tra IRPT tại Đài Loan và Hồng Kông Các nhà nghiên cứu nhận thấy sự cứng nhắc hướng lên trong lãi suất huy động và cứng nhắc hướng xuống của lãi suất cho vay tồn tại ở cả Đài Loan và Hồng Kông, do đó, ủng hộ giả thuyết thông đồng dàn xếp giá Nhiều nghiên cứu (Égert và cộng sự, 2007; Čihák và cộng sự, 2010; Van Leuvensteijn và cộng sự, 2013; Gropp

và cộng sự, 2014) chỉ ra rằng các điều kiện kinh tế vĩ mô thường ảnh hưởng đến mức

độ truyền dẫn Các ngân hàng nhanh chóng điều chỉnh lãi suất cho vay và tiền gửi để phản ứng với những thay đổi của lãi suất chính sách tiền tệ trong thời kỳ tăng trưởng kinh tế cao Tuy nhiên, sự bất ổn kinh tế vĩ mô và biến động lãi suất làm suy yếu hiệu ứng IRPT Matermiloa và cộng sự (2015) áp dụng phương pháp sai số hiệu chỉnh bất đối xứng để kiểm tra IRPT dài hạn của lãi suất thị trường tiền tệ lên lãi suất cho vay của ngân hàng và sự điều chỉnh bất đối xứng của lãi suất cho vay ở Nam Phi Các tác giả nhận thấy rằng các ngân hàng điều chỉnh lãi suất cho vay hướng xuống; tuy nhiên, lãi suất cho vay cho thấy sự cứng nhắc hướng lên, hỗ trợ cho giả thuyết phản ứng khách hàng

Tuy các nghiên cứu xoay quanh chủ đề IRPT đã được tiến hành thực hiện từ lâu, nhưng theo hiểu biết của tác giả, các nghiên cứu về IRPT tại Việt Nam tương đối

ít ỏi Ví dụ, Đinh Thị Thu Hồng và Phan Đình Mạnh (2013) thông qua mô hình EGARCH (1,1) kiểm tra tính đối xứng và bất đối xứng trong truyền dẫn lãi suất, tính

ECM-cứng nhắc trong quá trình điều chỉnh cho Việt Nam và các nền kinh tế mới nổi khác Các tác giả phát hiện truyền dẫn từ lãi suất thị trường sang lãi suất bán lẻ của ngân hàng là không hoàn toàn; trong một số trường hợp, biến động của lãi suất làm tăng mức độ truyền dẫn, tuy nhiên, các trường hợp khác lại cho kết quả trái ngược Nghiên cứu của Nguyễn Khắc Quốc Bảo và Nguyễn Hữu Huy Nhựt (2013) kiểm tra các yếu

tố dẫn đến sự bất đối xứng trong truyền dẫn lãi suất ở Việt Nam, với dữ liệu của 6 ngân hàng thương mại trong giai đoạn 2009-2012 Các kết quả cho thấy, điều kiện ràng buộc về vốn và tính thanh khoản của các ngân hàng thương mại là nguyên nhân chính, giải thích sự bất đối xứng trong truyền dẫn lãi suất ở Việt Nam Nguyễn Thị Ngọc Trang và Nguyễn Hữu Tuấn (2014) nghiên cứu cơ chế truyền dẫn lãi suất chính sách đến lãi suất bán lẻ Việt Nam, thông qua mô hình ARDL cũng như mô hình ECM Các tác giả khẳng định sự tồn tại của truyền dẫn không hoàn toàn từ lãi suất liên ngân hàng và lãi suất chính sách đến lãi suất bán lẻ Tuy nhiên, nghiên cứu này không xác nhận được sự hiện diện của mối quan hệ đồng liên kết giữa lãi suất chính sách và lãi

suất bán lẻ, theo cách tiếp cận tiền tệ

Đề cập đến IRPT sang lãi suất bán lẻ của ngân hàng thương mại cụ thể tại Việt Nam, Trịnh Xuân Quang (2015), thông qua mô hình ECM, tìm hiểu IRPT sang lãi suất cho vay và huy động tại ngân hàng Agribank trong giai đoạn tháng 1/2008–12/2014 Nghiên cứu phát hiện rằng trong ngắn hạn và dài hạn, IRPT từ lãi suất chính sách sang lãi suất bán lẻ đều không đầy đủ, chỉ có IRPT từ lãi suất tái cấp vốn đến lãi suất cho vay dài hạn là hoàn toàn Cùng nghiên cứu cho trường hợp của Agribank, Nguyễn Thị Mai Trúc (2016), thông qua mô hình ARDL cho giai đoạn dữ liệu 1/2008–12/2015, cũng phát hiện IRPT là không hoàn toàn Mặc dù, sử dụng phương pháp của Hendry (1995) nhằm xác định độ trễ hiệu chỉnh trung bình bất đối xứng, nghiên cứu vẫn chưa đề cập toàn diện hiệu ứng bất đối xứng trong cơ chế IRPT Chuyển sang ngân hàng Vietcombank, khác với các nghiên cứu trước đây, Đoàn Duy Khánh (2014) sử dụng mô hình ECM và phát hiện IRPT từ lãi suất cơ bản sang lãi suất bán lẻ là hoàn toàn trong dài hạn Tuy vậy, việc không đề cập hiệu ứng bất đối xứng tiềm ẩn trong IRPT có thể dẫn đến sự thiếu vắng mối quan hệ dài hạn đối xứng

giữa lãi suất tái cấp vốn (đại diện lãi suất trần) với lãi suất bản lẻ Từ các nghiên cứu

đã nêu, tác giả phát hiện 2 lỗ hổng nghiên cứu: i) Các nghiên cứu thực hiện về IRPT tại Vietinbank là chưa có; ii) Các nghiên cứu về IRPT cho các ngân hàng thương mại

cụ thể chưa đề cập đầy đủ hiệu ứng bất đối xứng tiềm năng ngắn hạn lẫn dài hạn Xuất phát từ các thiếu sót trên, tác giả tiến hành nghiên cứu này nhằm đánh giá IRPT

từ lãi suất chính sách sang lãi suất huy động tại Vietinbank trong giai đoạn từ tháng 1/2008 đến tháng 1/2018, thông qua phương pháp NARDL, phát triển bởi Shin và cộng sự (2014)

Kết luận Chương 2

Chương 2 đã trình bày tổng quan về các kênh truyền dẫn chính sách tiền tệ, trong đó trọng tâm là kênh truyền dẫn lãi suất và các khái niệm về sự cứng nhắc của lãi suất, hành vi thông đồng giàn xếp giá của các NHTM Bên cạnh đó, tác giả cũng

đã lược khảo các nghiên cứu thực nghiệm trước đây về IRPT để làm cơ sở kiểm chứng cho kết quả thực nghiệm ở Chương 4

CHƯƠNG 3 PHƯƠNG PHÁP NGHIÊN CỨU

3.1 Kiểm định tính dừng:

Tương tự mô hình ARDL truyền thống của Pesaran và cộng sự (2001), trước khi tiến hành ước lượng các mô hình NARDL cũng như kiểm chứng quan hệ đồng liên kết dài hạn giữa các biến số, tác giả thực hiện 2 kiểm định tính dừng phổ biến, gồm ADF (Augmented Dickey-Fuller) và DF-GLS (Dickey-Fuller generalized least square) nhằm tránh sự hiện diện của các biến số dừng tại sai phân bậc hai, tức I(2);

vì nếu trường hợp này xảy ra, thống kê F sẽ trở nên vô nghĩa (Nkoro và Uko, 2016)

Sau đó, tác giả thực hiện kiểm định Zivot và Andrews (gọi tắt là ZA) để khắc phục tính thiếu hiệu quả của các kiểm định nghiệm đơn vị tuyến tính (ADF và DF-GLS) khi tồn tại điểm gãy cấu trúc trong chuỗi dữ liệu

3.1.1 Kiểm định nghiệm đơn vị ADF (Augmented Dickey-Fuller):

Dạng tổng quát của kiểm định Dickey-Fuller tăng cường (ADF) như sau:

∆yt = c + δt + αyt−1+ ∑ βi∆yt−1

p

i=1

+ εt (3.1)

trong đó, c và t là các hồi quy xác định (deterministic regressor) cho phép số

hạng hằng số (constant term) hoặc xu hướng thời gian (time trend) nếu chuỗi dữ liệu

là dừng có xu hướng (trend stationary), hoặc số hạng dịch chuyển (drift term) và xu hướng thời gian bậc hai (quadratic time trend) nếu chuỗi dữ liệu là dừng tại sai phân (difference stationary) Ngoài ra, biến sai phân trễ được thêm vào để kiểm soát các tác động của tương quan chuỗi (serial correlation), điều này có thể làm giảm hiệu lực của kiểm định giả thuyết Kiểm định tính dừng được thực hiện dựa trên cặp giả thuyết sau:

tự kiểm định ADF, ngoại trừ việc chuỗi dữ liệu được chuyển đổi về hồi quy bình phương nhỏ nhất tổng quát trước khi tiến hành kiểm định nghiệm đơn vị

3.1.2 Kiểm định nghiệm đơn vị Zivot và Andrews (ZA):

Perron (1989) chỉ ra tính thiếu hiệu quả của các kiểm định nghiệm đơn vị tuyến tính khi tồn tại điểm gãy cấu trúc trong chuỗi dữ liệu Để khắc phục vấn đề này, Perron (1989) mở rộng kiểm định ADF bằng cách thêm vào các biến giả nhằm nắm bắt các điểm gãy cấu trúc (điểm gãy thời gian) Zivot và Andrews (1992) đề xuất các điểm gãy cấu trúc trong chuỗi dữ liệu có thể nội sinh, và các tác giả mở rộng phương pháp của Perron nhằm cho phép các ước lượng nội sinh của điểm gãy thời gian Trong nghiên cứu này, tác giả sử dụng mô hình chứa hệ số chặn và xu thế thời gian (mô hình C), đề xuất bởi Zivot và Andrews (gọi tắt là ZA), nhằm ước lượng sự tồn tại của nghiệm đơn vị với điểm gãy cấu trúc trong chuỗi dữ liệu:

∆yt = μ + θDUt(λ) + βt + γDTt(λ) + αyt−1+ ∑ cj∆yt−j

k

j=1

+ εt (3.2) trong đó, DUt và DTt trình bày các dịch chuyển trung bình (mean shift) và dịch chuyển xu hướng (trend shift) cho các điểm gãy cấu trúc thời gian khả thi (structural break-date) DUt nhận giá trị 1 nếu t > TB, và 0 trong trường hợp còn lại; DTt nhận giá trị t − TB nếu t > TB, và 0 trong trường hợp còn lại Giả thiết không của kiểm định như sau, H0: α = 0, tức tồn tại nghiệm đơn vị và giả thiết đối lập H1: α < 0, tức chuỗi dữ liệu dừng với điểm gãy thời gian Mỗi mốc thời gian sẽ được xem xét để lựa chọn điểm gãy thời gian tiềm năng trong kiểm định ZA; và điểm gãy thời gian sẽ

được xác định dựa vào thống kê t một phía tối thiểu

3.2 Phương pháp ARDL:

Mô hình ARDL (tự hồi quy phân phối trễ) cung cấp kết quả đáng tin cậy để kiểm tra các mối quan hệ dài hạn Đối với hồi quy phương trình đơn động (dynamic single-equation regression), phương pháp ARDL được xem là phù hợp nhất (Hassler

và Wolters, 2006), và ngày càng trở nên phổ biến kể từ sau thời điểm mô hình sai số hiệu chỉnh (error-correction model), có thể nắm bắt các mối quan hệ đồng liên kết, được Engle và Granger (1987) giới thiệu Các vectơ đồng liên kết xác định các quan

hệ I(0) tồn tại giữa các biến không dừng riêng lẻ Các biến số đồng liên kết với nhau khi thu được mối quan hệ tuyến tính dài hạn từ tập hợp các biến có chung các thuộc tính không dừng (non-stationary) Theo trực giác, phân tích đồng liên kết tìm kiếm các kết hợp tuyến tính dừng của các biến số không dừng Nếu sự kết hợp dừng như vậy tồn tại, thì các biến số đồng liên kết, tức là bị ràng buộc bởi mối quan hệ cân bằng Do đó, ưu điểm của phân tích đồng liên kết, đó là một kiểm định trực tiếp cho các lý thuyết kinh tế của các mối quan hệ dài hạn Tuy nhiên, mối quan hệ đồng liên kết có thể tồn tại giữa các biến là I(0) và I(1) Nếu tất cả các chuỗi dữ liệu là I(0), chúng ta có thể sử dụng các kỹ thuật ước tính đơn giản, như OLS (bình phương nhỏ nhất), cho dữ liệu tại bậc gốc Nếu chắc chắn rằng chuỗi cơ sở cùng được tích hợp (intergration) tại bậc nhất, tức là I(1), cũng như đồng liên kết với nhau; các kỹ thuật đồng liên kết Johansen, phương pháp hồi quy hạng thu gọn dựa trên hệ thống (system-based reduced rank regression approach), cũng như phương thức dựa vào phần dư hai bước (two-step residual-based procedure) có thể được sử dụng, nhằm kiểm định giả thuyết không (null hypothesis) của không có đồng liên kết (Pesaran và cộng sự, 2001) Phương pháp OLS cho bậc gốc sẽ cho ra mối quan hệ cân bằng dài hạn giữa các biến số; trong khi mô hình sai số hiệu chỉnh, được ước tính bởi phương pháp OLS, sẽ biểu thị động lực ngắn hạn giữa các biến số Nếu tất cả các biến là I(1), nhưng không đồng liên kết, thì việc lấy sai phân dữ liệu và ước lượng hồi quy tiêu chuẩn với phương pháp OLS sẽ là sự lựa chọn phù hợp Tuy nhiên, nếu rơi vào trường hợp bậc tích hợp của các biến cơ sở là hỗn hợp hoặc không chắc chắn, chúng ta nên ưu tiên sử dụng

mô hình ARDL Nguyên nhân gây ra sự khó khăn trong việc khẳng định bậc tích hợp tương đối đa dạng, điểm gãy cấu trúc (structural break) tiềm ẩn trong chuỗi dữ liệu là một trong những lý do thường gặp

Pesaran và cộng sự (2001) giới thiệu quy trình kiểm định đường bao ARDL như một công cụ để điều tra sự tồn tại của mối quan hệ dài hạn giữa các biến số Các biến phụ thuộc và độc lập có thể được trình bày trong mô hình kết hợp với độ trễ Do

đó, thuật ngữ “tự hồi quy” đề cập đến độ trễ của biến phụ thuộc và “phân phối” đề cập đến độ trễ của các biến giải thích Theo trực giác, tác động của sự thay đổi trong

các biến độc lập có thể hoặc không thể tức thời Với sự hiện diện của các giá trị trễ của biến phụ thuộc, ước tính OLS dẫn đến các ước tính chệch (biased estimate) Nếu

số hạng sai số tự tương quan, ước tính OLS sẽ không nhất quán; do đó, trong trường hợp này ước tính biến công cụ thường được sử dụng Phương pháp ARDL có thể tránh được vấn đề nội sinh và kết quả ước lượng mô hình ARDL đối với mẫu dữ liệu nhỏ tương đối đáng tin cậy (Pesaran và cộng sự, 2001) Trong mô hình hồi quy, không nhất thiết tất cả các biến hồi quy phải có cùng độ trễ, vì khoảng thời gian mà các thay đổi trong quá khứ của một biến ảnh hưởng đến một biến khác có thể thay đổi Đây là một đặc tính của mô hình ARDL, linh hoạt hơn so với phương pháp VAR đồng liên kết khi không cho phép độ trễ khác nhau cho các biến số Việc cho phép độ trễ tối ưu của các biến số khác nhau giúp cải thiện đáng kể độ phù hợp của mô hình (Nkoro và Uko, 2016) Pesaran và cộng sự (2001) cho thấy mô hình ARDL mang lại các ước tính nhất quán (consistency) và tiệm cận phân phối chuẩn (asymptotic normality) cho các hệ số dài hạn Kết quả này vẫn đúng với các biến hồi quy hoàn toàn là I(0), I(1) hoặc hỗn hợp giữa chúng Pesaran và Shin (1999) cho thấy các thuộc tính mẫu nhỏ của phương pháp kiểm định đường bao tốt hơn so với phương pháp đồng liên kết truyền thống của Johansen (thường cần cỡ mẫu lớn để kết quả có giá trị) Trên đây là các lý do mà tác giả áp dụng phương pháp ARDL và NARDL, vẫn giữ nguyên các đặc tính của mô hình tiền nhiệm là ARDL (Shin và cộng sự, 2014), vào nghiên cứu này Trước khi trình bày mô hình ARDL, tác giả xuất phát từ mô hình hồi quy dài hạn cơ bản sau đây:

yt = Lxxt+ ut (3.3) trong đó, yt và xt lần lượt là các biến phụ thuộc và độc lập; Lx là hệ số dài hạn liên kết và ut là số hạng sai số Nghiên cứu này tìm hiểu sự điều chỉnh của lãi suất huy động tại Ngân hàng Thương mại cổ phần Công thương Việt Nam (Vietinbank) trước các thay đổi trong lãi suất chính sách từ Ngân hàng Nhà nước Do đó, cụ thể trong nghiên cứu này, xt là biến lãi suất chính sách, yt là biến lãi suất huy động với các kỳ hạn khác nhau, và Lx cung cấp các thông tin về mức độ truyền dẫn lãi suất Nếu Lx = 1, chúng ta kết luận truyền dẫn là hoàn toàn; nếu Lx < 1 là truyền dẫn

không hoàn toàn; nếu Lx > 1 là truyền dẫn quá mức Do phương trình (3.3) trình bày mối quan hệ dài hạn tuyến tính, nên chưa đề cập đến các hiệu ứng bất đối xứng cũng như phi tuyến trong điều chỉnh lãi suất Để thực hiện được mục tiêu này, cần có các bước tiến hành phân tách tiếp theo, sẽ được trình bày trong phần mô hình NARDL Mối quan hệ dài hạn trong phương trình (3.3) được kết hợp với quá trình điều chỉnh động ngắn hạn nhằm cung cấp góc nhìn sâu sắc về sự điều chỉnh giữa các khoảng thời gian Với mục tiêu này, phương pháp đồng liên kết Engle-Granger (1987) có thể được sử dụng Khi đó, phương trình (3.3) trở thành như sau:

∆yt = α0+ ∑ ϑ∆yt−i

p−1

i=1

+ ∑ π∆xt−iq

i=0

+ γet−1+ εt (3.4) trong đó, ∆ ký hiệu sai phân hạng tử; γ là tốc độ của tham số điều chỉnh; và

et−1 là số hạng sai số hiệu chỉnh trễ một giai đoạn, thu được từ phần dư trong phương trình (3.3) Như đã trình bày, phương pháp đồng liên kết truyền thống có một bất lợi

là yêu cầu tất cả các biến số trong phương trình phải cùng tích hợp tại bậc nhất, tức

là I(1); và số hạng sai số phải là I(0) Tuy nhiên, ràng buộc này khó lòng thỏa mãn trong trường hợp của các biến số tài chính, vốn thể hiện đặc tính dừng khác nhau Do

đó, Pesaran và cộng sự (2001) đề xuất mở rộng phương trình (3.4), tức phương pháp Engle-Granger hai bước, bằng cách thay thế số hạng sai số εt−1 bằng tổ hợp các biến trễ một giai đoạn tại bậc gốc, mà cụ thể ở đây là yt−1 và xt−1 Khi đó, phương trình (3.4) được viết lại như sau:

∆yt = α0+ ∑ ϑ∆yt−i

p−1

i=1

+ ∑ π∆xt−iq

i=0

+ δyt−1+ θxt−1+ εt (3.5)

trong đó, p và q lần lượt là độ trễ của các biến phụ thuộc và độc lập, được lựa

chọn dựa theo tiêu chuẩn thông tin AIC Phương trình (3.5) được ước lượng dựa trên phương pháp OLS thông thường, và hệ số truyền dẫn dài hạn được xác định như sau:

Lx = −θ/δ Nhằm xác định liệu quan hệ đồng liên kết dài hạn có tồn tại giữa các biến số, tác giả tiến hành kiểm định F-test hiệu chỉnh của Pesaran và cộng sự (2001) Kiểm định này dựa trên kiểm định Wald (thống kê F) phân tích liệu xem các hệ số

của các biến trễ một giai đoạn, cụ thể là δ và θ, có cùng bằng 0 hay không Khi đó, giả thuyết không được xác định như sau: Hpss: δ = θ = 0

3.3 Phương pháp ARDL phi tuyến (NARDL):

Granger và Yoon (2002) chỉ ra rằng đồng liên kết tuyến tính (đối xứng) thông thường là một trường hợp đặc biệt của đồng liên kết ẩn (hidden cointegration); hai chuỗi dữ liệu thời gian đồng liên kết ẩn khi các thành phân dương và âm của chúng đồng liên kết với nhau Các phát triển ARDL phi tuyến (NARDL) gần đây của Shin

và cộng sự (2014) cho phép kết hợp phân tích các vấn đề không dừng (non-stationary)

và phi tuyến, trong khuôn khổ của mô hình sai số hiệu chỉnh không ràng buộc, kết hợp các hiệu ứng bất đối xứng, cả trong ngắn hạn lẫn dài hạn Quan trọng hơn, với tính kế thừa từ phương pháp ARDL tuyến tính truyền thống, phương pháp NARDL cũng có thể giải quyết biến động không thuần nhất (heterogeneous variation) khi các biến số cơ sở dừng tại bậc gốc, I(0) hoặc bậc nhất, I(1) Từ nghiên cứu của Schorderet (2003), Shin và cộng sự (2014), nghiên cứu dựa theo hồi quy đồng liên kết bất đối xứng phi tuyến sau đây:

yt = L+xxt++ L−xxt−+ ut (3.6) trong đó, yt là biến phụ thuộc, L+ và L− là các hệ số dài hạn liên kết, ut là số hạng sai số, và xt là vectơ hồi quy k × 1, được khai triển như sau:

xt = x0+ xt++ xt− (3.7) trong đó, x0 là hằng số, xt+ và xt− là các quá trình cộng từng phần của các thay đổi dương và âm trong xt, theo công thức sau:

xt+ = ∑ ∆xj+

t

i=1

= ∑ max (0, ∆xt)t

i=1

Kết hợp đẳng thức (3.6) vào phương trình ARDL(𝑝, 𝑞) đối xứng (3.5), chúng

ta thu được mô hình sai số hiệu chỉnh bất đối xứng, tức NARDL(𝑝, 𝑞):