Luận án Vai trò của tỷ giá hối ðoái trong cơ chế dẫn truyền chính sách tiền tệ Việt Nam

ñược ñề cập ở trên là những thay ñổi của biến số tài chính tiền tệ không thể gây ra tác ñộng cùng thời ñiểm lên biến số vĩ mô của nền kinh tế thực nhưng chịu tác ñộng cùng thời ñiểm ở hướng ngược lại. Giữa sản lượng và giá, luận án ñặt sản lượng lên phía trước với giả ñịnh sản lượng chậm thay ñổi hơn so với giá. Giả ñịnh này ñược cho là phù hợp cho các nền kinh tế ñang chuyển ñổi do tính linh hoạt của giá cao hơn so với sản lượng [47]. (3.9) 82 Ở vị trí thứ hai trong hệ thống là khối biến khu vực kinh tế ñối ngoại với các phương trình của cầu nước ngoài ròng. ðây cũng là những biến số của nền kinh tế thực nên chậm thay ñổi dưới tác ñộng dưới tác ñộng của ñiều hành chính sách tuy nhiên phản ứng của các biến số này nhanh hơn so với sản lượng và giá. Khối biến tài chính tiền tệ ở vị trí thứ ba trong hệ thống cho thấy cung tiền, lãi suất và tỷ giá chịu tác ñộng cùng thời ñiểm của các cú sốc sản lượng và giá nhưng chỉ gây ra tác ñộng trễ lên sản lượng và giá. Cung tiền, lãi suất và tỷ giá cũng gây ra tác ñộng cùng thời ñiểm lên biến số ñiều hành CSTT nhưng chỉ chịu tác ñộng trễ của các biến này. Về tương quan giữa các biến số trong khối, nghiên cứu kế thừa phân tích của Sim và Zha [135], Dabla-Norris và Floerkemeier [47], Ngalawa và Viegi [119] cho rằng cung tiền trong nền kinh tế phản ứng cùng thời với những thay ñổi của sản lượng, giá cả và lãi suất mà không phản ứng tỷ giá, ñiều này có nghĩa α45 ≠ 0 và α46 = 0. ðối với lãi suất và tỷ giá, nhiều nghiên cứu khi sử dụng giả ñịnh ñệ quy biến số cho rằng chỉ có lãi suất tác ñộng cùng thời ñiểm ñến tỷ giá còn tỷ giá chỉ gây ra tác ñộng trễ ñến lãi suất. Giới hạn này gặp nhiều chỉ trích là không phù hợp cho nền kinh tế mở nhỏ [115], [136], [137] nhưng lại ñược ñánh giá là phù hợp với những nền kinh tế mở nhưng thị trường tài chính còn kém phát triển và ñặc biệt là vẫn duy trì các rào cản ñầu tư. Thị trường tài chính Việt Nam ñang có những ñặc ñiểm như vậy nên nghiên cứu ñặt α56 = 0, α65 ≠ 0. Ngoài ra, do tính kém linh hoạt của tỷ giá trên thị trường Việt Nam, giới hạn 0 cho tác ñộng cùng thời của cung tiền ñến tỷ giá là phù hợp, α64 = 0. Khối biến ñiều hành chính sách ở vị trí cuối cùng trong hệ thống, phản ánh các biến số này chịu tác ñộng cùng thời ñiểm của tất cả các biến số ở vị trí trước ñó và chỉ gây ra tác ñộng trễ. Giới hạn này phù hợp khi sử dụng dữ liệu có tần suất cao như tháng, quí nhưng sẽ không phù hợp cho những dữ liệu tần suất thấp vì khi ñó NHTW sẽ không nhận kịp thông tin phản hồi kịp thời từ các phản ứng của nền kinh tế, ñiều hành CSTT khi ñó ñược thực hiện dựa trên mục tiêu cần ñạt ñược của NHTW. Như vậy, tổng giới hạn ñược ñặt ra là 71 phù hợp với ñiều kiện phải có ít nhất n(3n – 1)/2 giới hạn bổ sung phải thêm. 83 3.2. ðỊNH NGHĨA BIẾN SỐ VÀ NGUỒN DỮ LIỆU Luận án sử dụng dữ liệu quí trong giai ñoạn quí I/1999 – quí IV/2012 ñể ước lượng mô hình và thực hiện ño lường các cú sốc. Sự lựa chọn này chủ yếu dựa vào khả năng tiếp cận dữ liệu. Ngoài ra, ñây là giai ñoạn Việt Nam gia tăng mức ñộ hội nhập vào nền kinh tế thế giới. Thêm vào ñó, chính sách ñiều hành tỷ giá của NHNN cũng có ñiều chỉnh lớn từ tháng 2/1999 khi thay ñổi cơ chế xác ñịnh tỷ giá giao dịch tại các NHTM dựa trên tỷ giá bình quân liên ngân hàng và biên ñộ dao ñộng áp dụng cho từng thời kỳ, theo ñó mở ñường cho sự linh hoạt hơn của tỷ giá thị trường. Các biến số sử dụng dụng trong mô hình ước lượng ñược tính toán như sau (Bảng 3.1): Sản lượng thế giới (WGDPt) ñược tính bằng trung bình có trọng số của GDP thực dạng chỉ số (GDP volume) của các nước có quan hệ thương mại chính với Việt Nam, bao gồm 17 quốc gia Trung Quốc, Singapore, Nhật Bản, Hàn Quốc, Thái Lan, Malaysia, Hồng Kông, Mỹ, Indonesia, ðức, Úc, Anh, Pháp, Nga, Philippines, ðài Loan, Hà Lan với trọng số là tỷ trọng thương mại của quốc gia với Việt Nam trong tổng kim ngạch hai chiều của 17 quốc gia. Nghiên cứu không sử dụng tăng trưởng GDP thực toàn cầu mà chỉ tính biến số WGDPt dựa trên GDP của các quốc gia ñối tác thương mại ñể phản ánh chính xác cầu hàng hóa Việt Nam trên thị trường thế giới vì tổng kim ngạch hai chiều của 17 quốc gia lựa chọn chiếm trên 90% xuất nhập khẩu của Việt Nam hàng năm. GDP thực của các nước ñược lấy từ thống kê tài chính quốc tế của IMF (IFS), kim ngạch xuất nhập khẩu của các nước với Việt Nam ñược lấy từ Tổng cục Thống kê (GSO). Biến ñại diện cho tác ñộng của giá hàng hóa thế giới ñược sử dụng phổ biến là chỉ số giá dầu (Brent Oil Price), tuy nhiên luận án lựa chọn chỉ số giá hàng hóa tổng hợp (World commodity price) của IMF, ñược lấy từ dữ liệu trực tuyến trên trang web của tổ chức này vì chỉ số này phản ánh ñầy ñủ hơn cho biến ñộng của các loại hàng hóa chủ yếu trên thị trường thế giới. Lãi suất liên ngân 84 hàng Mỹ (FFRt) ñược lấy là lãi suất liên ngân hàng kỳ hạn 3 tháng, số trung bình tháng từ trang web của FED. Các nghiên cứu trước cho trường hợp Việt Nam thường sử dụng chỉ số sản xuất công nghiệp làm ñại diện cho biến sản lượng (GDPt), ñây không phải lựa chọn tối ưu cho sản lượng của Việt Nam vì công nghiệp ñến cuối năm 2012 chỉ chiếm khoảng 33% trong cơ cấu GDP. Do vậy, luận án sử dụng tổng thu nhập quốc dân thực dạng chỉ số ñược lấy từ cơ sở dữ liệu của Bloomberg, ñây còn là chỉ số ño lường mục tiêu sản lượng của Việt Nam. Các biến số ñại diện cho giá cả là chỉ số giá tiêu dùng (CPIt), cung tiền là cung tiền rộng (M2t), giá trị nhập khẩu (IMt), giá trị xuất khẩu (EXt) ñược lấy từ IFS. Cán cân thương mại (TBt) ñược tính là tỷ lệ giữa xuất khẩu và nhập khẩu ñể loại bỏ yếu tố dấu của dữ liệu phù hợp cho việc chuyển dạng dữ liệu về logarit. Tương tự như các nước, Việt Nam có ña dạng các lãi suất thị trường, trong ñó có ba loại lãi suất ñược quan tâm nhiều nhất thể hiện trong các Báo cáo Thường niên của NHNN hàng năm là lãi suất tiền gửi, lãi suất cho vay và lãi suất thị trường liên ngân hàng. Luận án chọn lãi suất tiền gửi từ IFS làm biến số ñại diện cho lãi suất thị trường (IRt) vì: (1) Lãi suất thị trường liên ngân hàng chỉ ñược NHNN thể hiện sự quan tâm trong báo cáo từ năm 2008. Thêm vào ñó, nhiều nghiên cứu cho rằng lãi suất liên ngân hàng Việt Nam chưa phản ánh chính xác lãi suất của thị trường [9]. Ngoài ra, dữ liệu lãi suất thị trường liên ngân hàng khó tiếp cận liên tục trong giai ñoạn ñủ dài; (2) Lãi suất cho vay về nguyên tắc ñược các ngân hàng xác ñịnh dựa trên lãi suất huy ñộng. Trên thực tế, lãi suất cho vay và lãi suất huy ñộng luôn diễn biến cùng chiều nhau; (3) Có những thời ñiểm trần lãi suất huy ñộng (áp dụng từ tháng 3/2011) không phản ánh ñúng lãi suất tiền gửi thực tế của thị trường nhưng so với cả giai ñoạn dài, những thời ñiểm như vậy không ảnh hưởng ñến kết quả nghiên cứu. ðối với biến số tỷ giá (ERt), trong phần này, nhằm mục ñích xem xét tác ñộng gián tiếp của kênh tỷ giá ñối với xuất khẩu, nhập khẩu và sản lượng từ ñó tạo áp lực lên giá, luận án sử dụng tỷ giá thực ña phương (REER), ñược tính theo phương pháp trung bình hình học có trọng số với rổ tiền tệ bao gồm các ñối tác 85 thương mại hai chiều ñược dùng ñể tính WGDPt. Dữ liệu ñể tính REER từ nhiều nguồn như sau: (1) tỷ giá song phương giữa VND và USD ñược lấy theo số trung bình kỳ từ NHNN; (2) tỷ giá song phương giữa USD và các ngoại tệ khác ñược lấy theo số trung bình kỳ và chỉ số giá sản xuất/ giá tiêu dùng từ các nước ñối tác thương mại ñược lấy từ IFS; (3) trọng số của các ñồng tiền là tỷ trọng thương mại hai chiều của quốc gia với Việt Nam so với rổ tiền theo thời gian ñược lấy từ GSO. Cuối cùng, lãi suất tái chiết khấu (DRt) ñược lấy từ trang web của NHNN. Bảng 3.1: Nguồn của các biến số sử dụng trong mô hình SVAR Biến số Ký hiệu Biến sử dụng/ Cách tính toán Nguồn Sản lượng thế giới WGDP Trung bình có trọng số GDP thực của 17 ñối tác thương mại IFS, GSO Giá thế giới WCP Chỉ số giá hàng hóa tổng hợp IMF Lãi suất thế giới FFR Lãi suất liên ngân hàng Mỹ kỳ hạn 3 tháng (Fed fund rate) FED Sản lượng Việt Nam GDP Chỉ số GDP Bloomberg Giá tiêu dùng CPI Chỉ số CPI IFS Cung tiền M2 Tổng phương tiện thanh toán Nhập khẩu IM Tổng kim ngạch nhập khẩu Xuất khẩu EX Tổng kim ngạch xuất khẩu Cán cân thương mại TB EX/IM Lãi suất IR Lãi suất tiền gửi 3 tháng Tỷ giá thực ER REER tính theo phương pháp trung bình hình học IFS, GSO, NHNN Nguồn: Tác giả Do tất cả các biến số (trừ lãi suất thị trường Việt Nam (IRt), lãi suất liên ngân hàng Mỹ (FFRt), lãi suất tái chiết khấu (DRt), cán cân thương mại (TBt)) ñều là biến xu hướng không có phân phối chuẩn, mức lệch phải rất cao, luận án chuyển các biến số này sang dạng logarit cơ số tự nhiên ñể biến số có phân phối 86 log gần với phân phối chuẩn, ñáp ứng ñiều kiện dữ liệu ñầu vào cho ước lượng bình phương thông thường bé nhất (OLS) (từng phương trình trong hệ thống phương trình của SVAR về thực chất ñược ước lượng bằng OLS). Ngoài ra, trừ ba biến số DRt, IRt và FFRt, các biến số còn lại khi ñược lấy theo tần suất quí thường chịu ảnh hưởng của yếu tố mùa, luận án cũng tiến hành tách tác ñộng của yếu tố mùa khỏi các chuỗi dữ liệu bằng công cụ Census X12. ðây cũng là hai bước xử dữ liệu thường ñược thực hiện ñối với các dữ liệu chuỗi thời gian nói chung và trong các nghiên cứu MTM nói riêng. Hình 3.2: Các chuỗi biến số thời gian trong mô hình SVAR 4.2 4.4 4.6 4.8 5.0 5.2 2000 2002 2004 2006 2008 2010 2012 LGDPW 4.0 4.4 4.8 5.2 5.6 6.0 2000 2002 2004 2006 2008 2010 2012 LWCP 0 2 4 6 8 2000 2002 2004 2006 2008 2010 2012 FFR 4.2 4.4 4.6 4.8 5.0 5.2 5.4 5.6 2000 2002 2004 2006 2008 2010 2012 LGDP 4.4 4.6 4.8 5.0 5.2 5.4 5.6 2000 2002 2004 2006 2008 2010 2012 LCPI 7.5 8.0 8.5 9.0 9.5 10.0 10.5 2000 2002 2004 2006 2008 2010 2012 LIM 7.5 8.0 8.5 9.0 9.5 10.0 10.5 2000 2002 2004 2006 2008 2010 2012 LEX 0.6 0.7 0.8 0.9 1.0 1.1 1.2 2000 2002 2004 2006 2008 2010 2012 TB_SA 11 12 13 14 15 2000 2002 2004 2006 2008 2010 2012 LM2 0 4 8 12 16 20 2000 2002 2004 2006 2008 2010 2012 IR 4.3 4.4 4.5 4.6 4.7 2000 2002 2004 2006 2008 2010 2012 LER 2 4 6 8 10 12 14 2000 2002 2004 2006 2008 2010 2012 DR Ghi chú: L_ các biến số dưới dạng logarit cơ số tự nhiên Nguồn: Tính toán của tác giả LWGDP TB 87 3.3. TÍNH DỪNG VÀ SAI PHÂN CỦA DỮ LIỆU Do từng phương trình trong hệ thống SVAR về thực chất ñược ước lượng dựa trên phương pháp OLS, luận án tiến hành kiểm ñịnh tính dừng của các chuỗi biến số thời gian bằng phương pháp phổ biến cho mẫu nhỏ là Augmented Dickey-Fuller (ADF) và Phillips-Perron (PP). Kết quả trong bảng 3.2 cho thấy các chuỗi biến ñều không dừng ở bậc gốc, I(0) trừ WGDP, TB và DR. Tuy nhiên, tất cả biến số ñều dừng ở sai phân bậc 1, I(1). Bảng 3.2: Kết quả kiểm ñịnh ADF và PP các chuỗi dữ liệu mô hình SVAR Biến số Trị thống kê t, kiểm ñịnh ADF Trị thống kê t, kiểm ñịnh PP Biến số Trị thống kê t, kiểm ñịnh ADF Trị thống kê t, kiểm ñịnh PP WGDP -2,7618* -2,9053* D(WGDP) -3,3863** -6,8685*** WCP -1,2890 -1,0761 D(WCP) -5,4918*** -4,8590*** FFR -2,5653 -1,4701 D(FFR) -3,0136** -3,1245** GDP -1,0894 -1,9345 D(GDP) -11,5658*** -29,8826*** CPI 3,0063 2,9957 D(CPI) -5,8655*** -5,9613*** IM -0,9347 -1,0410 D(IM) -5,6644*** -6,1191*** EX -0,4700 -0,4680 D(EX) -7,4467*** -7,4482*** TB -3,3627** -3,3990** D(TB) -6,8259*** -10,5329*** M2 -1,9826 -2,4638 D(M2) -5,0369*** -5,0003*** IR -1,7656 -1,9645 D(IR) -6,1019*** -3,3871** ER -1,4767 -1,2146 D(ER) -9,1516*** -9,2663*** DR -2,9642** -2,5055 D(DR) -4,9701*** -5,1466*** Ghi chú: *, **, *** lần lượt cho biết mức ý nghĩa 10%, 5% và 1%; D_: ký hiệu biến số ở dạng sai phân Nguồn: Tính toán của tác giả Về vấn ñề nên dùng dữ liệu ở bậc gốc hay sai phân bậc I ñể ước lượng các dạng mô hình VAR, cho ñến hiện nay các nhà nghiên cứu vẫn chưa có quan ñiểm thống nhất. Một số nhà nghiên cứu cho rằng từng phương trình trong hệ thống ñược ước lượng bằng OLS nên dữ liệu phải dừng tại bậc sử dụng cho ước 88 lượng, vì nếu không các kiểm ñịnh sẽ không còn chuẩn xác [79]; một số nhà nghiên cứu khác (chẳng hạn Enders [59]) lại cho rằng phân tích VAR chủ yếu dùng ñể ñánh giá mối quan hệ qua lại giữa các biến số trong hệ thống, do vậy không cần phải quan tâm ñến các hệ số ước lượng trong từng phương trình, theo ñó dữ liệu không cần thiết phải dừng. Trong nghiên cứu này, tác giả sử dụng dữ liệu ở dạng sai phân bậc I, I(1), với các dữ liệu dừng. Nguyên nhân là khi sử dụng dữ liệu ở bậc gốc ñể ước lượng các mô hình SVAR, kết quả kiểm ñịnh chẩn ñoán mô hình như phân phối chuẩn của phần dư, tương quan chuỗi ñều không thỏa mãn và quan trọng nhất là nghiệm nghịch ñảo của ña thức ñặc tính AR các mô hình SVAR phần lớn ñều vượt qua giới hạn 1, cho thấy các mô hình SVAR không ñược ổn ñịnh. 3.4. PHÂN TÍCH KẾT QUẢ ƯỚC LƯỢNG Trong phần này, luận án thực hiện ước lượng các mô hình SVAR theo từng bước xây dựng mô hình trong phần 3.2.1 trên phần mềm Eview lần lượt như sau: (1) ước lượng mô hình VAR dạng rút gọn; (2) lựa chọn ñộ trễ tối ưu cho mô hình VAR dạng rút gọn dựa trên kiểm ñịnh Likelihood Ratio (LR) có tham khảo hai tiêu chuẩn lựa chọn khác là Akaike Information Criterion và Schwarz Information Criterion. Ngoài ra, với số quan sát của mẫu nghiên cứu thuộc dạng nhỏ (56 quan sát) trong khi số lượng biến trong mô hình lại nhiều (4 – 7 biến), nếu số ñộ trễ quá cao sẽ làm giảm bậc tự do và ảnh hưởng ñến tính ổn ñịnh của mô hình ước lượng. Do vậy ñộ trễ tối ña ñược lựa chọn còn dựa trên tiêu chí cân nhắc về tính ổn ñịnh của mô hình; (3) ước lượng lại mô hình VAR dạng rút gọn theo ñộ trễ tối ưu ñược lựa chọn; (4) xác ñịnh các giới hạn nhận dạng cho ma trận A và B ñể ước lượng các hệ số của ma trận trên kết quả ước lượng mô hình VAR ở bước trước, ñây cũng ñồng thời là bước ước lượng mô hình SVAR; (5) ño lường cú sốc cấu trúc của các biến cần quan sát. Thêm vào ñó, các kết quả ước lượng mô hình SVAR ñều ñược kiểm ñịnh: (1) phân phối chuẩn của phần dư theo giới hạn ñịnh dạng của sốc cấu trúc; (2) tương quan chuỗi của phần dư bằng kiểm ñịnh LM và Portmanteau; (3) tính ổn ñịnh tổng quát của mô hình bằng nghiệm nghịch ñảo của ña thức ñặc tính AR (inverse roots of AR characteristic 89 polynomial) ñể ñảm bảo kết quả ước lượng là ñáng tin cậy. Các kết quả kiểm ñịnh ñược trình bày tóm tắt trong phụ lục A. 3.4.1. Dẫn truyền chính sách tiền tệ dạng khung ðầu tiên, luận án tiến hành ước lượng mô hình SVAR căn bản phản ánh khung CSTT của Việt Nam với vectơ Yt bao gồm bốn biến số như phương trình (3.3), khi ñó, giới hạn ñịnh dạng cú sốc cấu trúc của mô hình SVAR ước lượng dựa trên giới hạn ñịnh dạng tổng quát 3.9 sẽ có dạng ma trận tam giác thấp là: Hình 3.3 mô tả phản ứng của cung tiền, giá và sản lượng do sốc ñiều hành CSTT ñại diện bằng lãi suất tái chiết khấu (Kết quả kiểm ñịnh mô hình ước lượng ñược trình bày trong phụ lục A.1). Lãi suất tái chiết khấu tăng 1,14%, CSTT theo hướng thắt chặt ñột ngột làm cung tiền giảm ñúng như kỳ vọng. Tuy nhiên cung tiền không giảm ngay lập tức mà chỉ bắt ñầu giảm từ quí thứ 2 sau cú sốc ở mức 0,5%; mức giảm của cung tiền tăng dần và ñạt mức cân bằng mới cũng là mức tối ña 1,5% sau quí thứ 6 khi lãi suất cũng tăng ñến mức cân bằng mới tối ña ở 1,6% từ quí thứ 4. Phản ứng của sản lượng dưới tác ñộng của cú sốc lãi suất tái chiết khấu cũng ñúng như kỳ vọng, sản lượng giảm từ quí thứ hai ở mức 0,5% nhưng mức cân bằng mới chỉ ở mức giảm 0,2% so với trước có cú sốc. Trong khi ñó, phản ứng của giá lại ñi ngược với kỳ vọng, giá tiêu dùng bắt ñầu tăng từ quí thứ 2 sau cú sốc, ñạt mức tăng tối ña cũng là mức cân bằng mới 1% từ quí thứ 6. Kết quả này cho thấy thắt chặt tiền tệ một cách bất ngờ sẽ không làm giảm giá tiêu dùng mà ngược lại làm tăng giá, tương tự như kết quả của các nghiên cứu khác như Disyatat và Vongsinsirikul [52] cho Thái Lan, Ngalawa và Viegi [119] cho Malawi, Piffanelli [127] cho ðức, Mihira và Sugihara [107] cho Nhật Hiện tượng này khá phổ biến tại các nền kinh tế khác nhau và ñược gọi là “price puzzle”, mô tả CSTT thắt chặt, tăng lãi suất làm giá tăng mà không giảm. Giải thích ñược chấp nhận rộng rãi cho hiện tượng này là do phản ứng (3.10) 90 khác nhau của cung và cầu làm thay ñổi tác ñộng của sốc CSTT ñến giá. CSTT thắt chặt làm giảm tổng cầu theo ñó làm giảm áp lực giá; nhưng ngược lại lãi suất tăng làm tăng chi phí ñi vay của doanh nghiệp làm tăng giá thành sản xuất và tăng giá tiêu dùng. Kết quả tác ñộng cuối cùng của thắt chặt tiền tệ ñến giá phụ thuộc vào phản ứng lấn át của cung hoặc của cầu [130]. Giá tiêu dùng tăng dưới tác ñộng sốc ñiều hành CSTT trong hình 3.3 cho thấy có khả năng phía cung ñã phản ứng mạnh hơn so với phía cầu, hệ quả là giá tiêu dùng tăng. Hình 3.3: Phản ứng tích lũy của sản lượng, giá và cung tiền do sốc lãi suất tái chiết khấu -.016 -.012 -.008 -.004 .000 .004 .008 .012 .016 2 4 6 8 10 12 14 16 18 20 Accumulated Response of D(LGDP) to Shock4 -.02 -.01 .00 .01 .02 .03 .04 2 4 6 8 10 12 14 16 18 20 Accumulated Response of D(LCPI) to Shock4 -.05 -.04 -.03 -.02 -.01 .00 .01 .02 2 4 6 8 10 12 14 16 18 20 Accumulated Response of D(LM2) to Shock4 0.5 1.0 1.5 2.0 2.5 3.0 2 4 6 8 10 12 14 16 18 20 Accumulated Response of D(DR) to Shock4 Nguồn: Tính toán của tác giả ðể xem xét phản ứng của NHNN khi xảy ra các cú sốc sản lượng và giá, luận án ño lường phản ứng của cung tiền và lãi suất tái chiết khấu. Kết quả trong hình 3.4 cho thấy, theo sau sự tăng lên ñột ngột của giá tiêu dùng là phản ứng Phản ứng của GDP Phản ứng của CPI Phản ứng của 2 Phản ứng của 91 thắt chặt tiền tệ của NHNN, lãi suất tái chiết khấu tăng và cung tiền giảm xuống. ðiều này cho thấy NHNN rất cảnh giác với diễn biến của lạm phát, biến ñộng tăng bất thường của biến số này ngay lập tức dẫn ñến những phản ứng theo hướng kiểm soát giá tăng của NHNN. Trong khi ñó, phản ứng của cung tiền và lãi suất tái chiết khấu với cú sốc sản lượng phản ánh rõ nét tham vọng mục tiêu tăng trưởng của nhà ñiều hành tiền tệ. Theo sau cú sốc sản lượng tăng, lãi suất tái chiết khấu tiếp tục giảm và cung tiền tiếp tục tăng ñể thúc ñẩy hơn nữa ñà tăng của sản lượng. ðặc biệt, phản ứng mở rộng cung tiền rất mạnh, mức cân bằng mới tăng 4,5 % so với trước khi xảy ra sốc trong khi sản lượng chỉ ở mức tăng 1,7% so với trước khi sốc. Hình 3.4: Phản ứng tích lũy của cung tiền và lãi suất tái chiết khấu do sốc giá và sản lượng .00 .02 .04 .06 .08 .10 2 4 6 8 10 12 14 16 18 20 Accumulated Response of D(LCPI) to Shock2 -.08 -.04 .00 .04 .08 2 4 6 8 10 12 14 16 18 20 Accumulated Response of D(LM2) to Shock2 -1 0 1 2 3 4 2 4 6 8 10 12 14 16 18 20 Accumulated Response of D(DR) to Shock2 .00 .01 .02 .03 .04 .05 2 4 6 8 10 12 14 16 18 20 Accumulated Response of D(LGDP) to Shock1 .00 .02 .04 .06 .08 .10 2 4 6 8 10 12 14 16 18 20 Accumulated Response of D(LM2) to Shock1 -2 -1 0 1 2 2 4 6 8 10 12 14 16 18 20 Accumulated Response of D(DR) to Shock1 Nguồn: Tính toán của tác giả Phản ứng của M2 do sốc CPI Phản ứng của CPI do sốc CPI Phản ứng của DR do sốc CPI Phản ứng của GDP do sốc GDP Phản ứng của M2 do sốc GDP Phản ứng của DR do sốc GDP 92 Như vậy, mô hình SVAR căn bản ñã cho thấy tổng quát MTM của Việt Nam theo khung ñiều hành chính sách ở dạng ñơn giản nhất là công cụ – mục tiêu trung gian – mục tiêu cuối cùng, có những ñặc ñiểm như sau: Thứ nhất, CSTT thắt chặt ñột ngột làm giảm cung tiền và giảm tăng trưởng sản lượng nhưng không làm giảm mà làm tăng giá cả; Thứ hai, lạm phát và tăng trưởng sản lượng là hai mục tiêu theo ñuổi ñồng thời rất rõ ràng của NHNN trong giai ñoạn nghiên cứu, ñược bộc lộ qua phản ứng của nhà ñiều hành khi xảy ra cú sốc với các biến số này. Theo sau sốc lạm phát tăng là CSTT thắt chặt, lãi suất tái chiết khấu tăng và cung tiền giảm, và theo sau sốc sản lượng tăng là CSTT mở rộng, lãi suất tái chiết khấu giảm và cung tiền tăng. Tuy nhiên, nếu như phản ứng của CSTT với sốc lạm phát cho thấy sự cẩn trọng cần thiết của NHNN thì phản ứng với sốc tăng trưởng sản lượng lại bộc lộ vấn ñề cần xem lại là tham vọng tăng trưởng lớn, rất dễ ñẩy nền kinh tế vào tính trạng tăng trưởng nóng. ðiều hành CSTT trong giai ñoạn trước 2008 phản ánh rõ nét tham vọng tăng trưởng này, tăng trưởng cung tiền năm sau luôn cao hơn so với năm trước bất chấp cả những thời ñiểm lạm phát có lúc lên ñến trên 9%. Hệ quả là nền kinh tế hình thành các bong bóng tăng trưởng ñiển hình nhất là trên thị trường bất ñộng sản và thị trường chứng khoán, ñể rồi sau khi bong bóng vỡ vào ñầu năm 2008 các thị trường này cũng rơi vào tình trạng ñóng băng cho ñến tận cuối năm 2012. 3.4.2. Dẫn truyền kênh lãi suất Luận án tiếp tục ước lượng mô hình SVAR với vectơ Yt bao gồm năm biến nội sinh như phương trình 3.4 ñể khám phá dẫn truyền CSTT qua kênh lãi suất. Giới hạn ñịnh dạng cú sốc cấu trúc lúc này theo phương trình 3.9 ở dạng ma trận như sau: (3.11) 93 Hình 3.5 trình bày dẫn truyền CSTT qua kênh lãi suất cho thấy phản ứng của sản lượng, giá, cung tiền và lãi suất thị trường do tác ñộng của sốc ñiều hành CSTT (Hình 3.5.1) và sốc lãi suất thị trường (Hình 3.5.2) (Kiểm ñịnh kết quả ước lượng mô hình ñược trình bày trong phụ lục A.2). Cú sốc ñiều hành CSTT thắt chặt, lãi suất tái chiết khấu tăng 0,8% làm lãi suất thị trường tăng rất mạnh như kỳ vọng từ quí thứ hai ở mức 0,4%, ñây cũng ñồng thời là mức cân bằng mới của lãi suất thị trường sau cú sốc. Chiều hướng phản ứng của cung tiền, giá và sản lượng tương tự như trong mô hình SVAR căn bản cho thấy tính ổn ñịnh của các mô hình SVAR ước lượng vì kết quả ước lượng không bị thay ñổi dù có bổ sung biến vào mô hình. Thêm vào ñó, phản ứng của sản lượng và giá trong mô hình SVAR có biến lãi suất thị trường mạnh hơn so với mô hình SVAR căn bản, như mức cân bằng mới của sản lượng là giảm 0,4% (so với mức 0,2% trong mô hình SVAR căn bản). Phản ứng này cho thấy bằng chứng kênh lãi suất có chứa ñựng những thông tin quan trọng trong cơ chế truyền tải tác ñộng của CSTT. Hình 3.5: Dẫn truyền CSTT qua kênh lãi suất 3.5.1. Phản ứng tích lũy của sản lượng, giá, cung tiền, lãi suất thị trường do sốc lãi suất tái chiết khấu -.020 -.016 -.012 -.008 -.004 .000 .004 .008 .012 2 4 6 8 10 12 14 16 18 20 Accumulated Response of D(LGDP) to Shock5 -.02 -.01 .00 .01 .02 .03 2 4 6 8 10 12 14 16 18 20 Accumulated Response of D(LCPI) to Shock5 -.05 -.04 -.03 -.02 -.01 .00 .01 .02 2 4 6 8 10 12 14 16 18 20 Accumulated Response of D(LM2) to Shock5 -0.4 0.0 0.4 0.8 1.2 2 4 6 8 10 12 14 16 18 20 Accumulated Response of D(IR) to Shock5 Phản ứng của GDP Phản ứng của CPI Phản ứng của M2 Phản ứng của IR 94 3.5.2. Phản ứng tích lũy của sản lượng, giá, cung tiền và lãi suất thị trường do sốc lãi suất thị trường -.0100 -.0075 -.0050 -.0025 .0000 .0025 .0050 2 4 6 8 10 12 14 16 18 20 Accumulated Response of D(LGDP) to Shock4 -.02 -.01 .00 .01 .02 .03 2 4 6 8 10 12 14 16 18 20 Accumulated Response of D(LCPI) to Shock4 -.03 -.02 -.01 .00 .01 .02 2 4 6 8 10 12 14 16 18 20 Accumulated Response of D(LM2) to Shock4 0.4 0.6 0.8 1.0 1.2 1.4 1.6 2 4 6 8 10 12 14 16 18 20 Accumulated Response of D(IR) to Shock4 Nguồn: Tính toán của tác giả Hình 3.5.2 cho thấy sự thay ñổi ñột ngột tăng 0,9% lãi suất thị trường cũng có những tác ñộng rất mạnh ñến cung tiền, giá cả và sản lượng. Cung tiền ngay lập tức giảm 0,2% và ñạt mức giảm tối ña là 0,6% ở quí thứ ba sau cú sốc. Sản lượng cũng có phản ứng cùng chiều với cung tiền nhưng là từ quí thứ hai sau cú sốc, sản lượng giảm 0,5% và cân bằng mới ở mức 0,25% giảm so với trước khi có cú sốc. Ngược lại với phản ứng của cung tiền và sản lượng, giá tiêu dùng không giảm mà tăng từ quí thứ hai sau cú sốc ở mức 0,2% và tạo lập cân bằng mới ở mức tăng này, tiếp tục phản ánh cho hiện tượng “price puzzle” trong cơ chế truyền tải CSTT Việt Nam. ðiểm thú vị ở ñây là mức tăng của giá do cú sốc lãi suất thị trường thấp hơn so với phản ứng của giá cả dưới tác ñộng của sốc CSTT bằng lãi suất tái chiết khấu do lãi suất chỉ là một trong số các kênh dẫn truyền, mức khuếch ñại tác ñộng không thể lớn như tác ñộng của công cụ chính sách. Như vậy, MTM qua kênh lãi suất tiếp tục làm rõ thêm cho dẫn truyền CSTT Việt Nam ở hai ñiểm: (1) kênh lãi suất là một phần của MTM thể hiện qua những phản ứng bổ sung của sản lượng và giá cả do sốc CSTT qua kênh này; (2) sốc lãi suất tăng mặc dù có làm giảm cung tiền nhưng vẫn làm tăng giá, thống Phản ứng của GDP Phản ứng của CPI Phản ứng của M2 Phản ứng của IR 95 nhất với kết quả tác ñộng tăng lãi suất tái chiết khấu làm tăng giá và tiếp tục khẳng ñịnh cho hiện tượ