Sự truyền dẫn của chính sách tiền tệ thông qua sự truyền dẫn của lãi suất: Kết quả thực nghiệm trong khối ASEAN +3

MỤC LỤC Trang
DANH MỤC CÁC TỪ VIẾT TẮT. 1
DANH MỤC CÁC HÌNH VẼ, BẢNG BIỂU 2
Tóm tắt 3
1. Giới thiệu 4
2. Tổng quan các nghiên cứu trước đây - Literature review 5
2.1 Ảnh hưởng của khủng hoảng kinh tế đến sự truyền dẫn lãi suất 7
2.2 Những nhân tố khác tác đông lên sự truyền dẫn 8
2.3 Mức độ và tốc độ truyền dẫn tùy thuộc khu vực và sản phẩm tài chính 9
3. Dữ liệu và phương pháp nghiên cứu. 11
3.1 Cơ sở lý thuyết kinh tế. 11
3.2 Dữ liệu 12
3.3 Phương pháp nghiên cứu 16
3.3.1 Kiểm định tính dừng - kiểm định nghiệm đơn vị (unit root tests) 16
3.3.2 Kiểm định phương sai của sai số thay đổi 17
3.3.3 Kiểm định tự tương quan 18
3.3.4 Phương trình truyền dẫn 19
3.3.5 Hồi quy có vẻ không liên quan - Seemingly Unrelated Regression 21
4. Kết quả nghiên cứu. 23
4.1 Kết quả kiểm tra tính dừng – ADF 24
4.2 Kết quả kiểm định phương sai sai số thay đổi và tự tương quan 26
4.3 Hồi quy có vẻ không liên quan - Seemingly Unrelated Regression 28
4.3.1 Thời kỳ trước khủng hoảng 29
4.3.2 Thời kỳ sau khủng hoảng 33
4.3.3 Kết quả tổng hợp 38
5. Sự truyền dẫn của lãi suất : một số kết quả cho từng quốc gia 45
5.1 Indonesia 45
5.2 Thái Lan 46
5.3 Malaysia 46
5.4 Trung Quốc 47
5.5 Nhật Bản 48

5.6 Singapore 48
5.7 Philippin 49
5.8 Hàn Quốc 49
5.9 Myanmar 50
5.10 Việt Nam 51
6. Kết luận và kiến nghị 53
6.1 Kết luận 53
6.2 Kiến nghị 55
Tài liệu tham khảo - References 57
PHỤ LỤC A : Dữ liệu lãi suất các quốc gia 60
DANH MỤC CÁC TỪ VIẾT TẮT.
DR : Lãi suất huy động
GLS : Bình phương bé nhất tổng quát - Generalized Least Squares
IFS : Số liệu thống kê tài chính quốc tế - International Financial Statistics (IFS)
LR : Lãi suất cho vay
MR : lãi suất chính sách/ lãi suất chiết khấu /lãi suất thị trường tiền tệ
Obs*R2 : Số quan sát nhân với hệ số R
2
của hồi quy, hay là hệ số kiểm định.
OLS : Bình phương bé nhất - Ord i

na r

y lea s

t s

quares
PSTD : Phương sai thay đổi
SUR : hồi quy có vẻ không liên quan - Seemingly Unrelated Regression

TTQ : Tự tương quan
2
DANH MỤC CÁC HÌNH VẼ, BẢNG
BIỂU.
Bảng 1: lãi suất nghiên cứu ( nguồn : International Financial Statistics - IFS) Bảng
2: Kiểm định ADF và Kiểm định Phillips-Perron test với lãi suất huy động Bảng
3: Kiểm định ADF và Kiểm định Phillips-Perron test với lãi suất cho vay Bảng 4:
Kiểm định ADF và Kiểm định Phillips-Perron test với lãi suất chiết khấu Bảng 5:
Kiểm định phương sai thay đổi và tự tương quan đối với lãi suất HUY
ĐỘNG
Bảng 6: Kiểm định phương sai thay đổi và tự tương quan đối với lãi suất CHO
VAY
Bảng 7: Mức độ truyền dẫn vào lãi suất HUY ĐỘNG của các quốc gia giai đoạn
TRƯỚC khủng hoảng
Bảng 8: Mức độ truyền dẫn vào lãi suất CHO VAY của các quốc gia giai đoạn
TRƯỚC khủng hoảng
Bảng 9: Mức độ truyền dẫn vào lãi suất HUY ĐỘNG của các quốc gia giai đoạn
SAU khủng hoảng
Bảng 10: Mức độ truyền dẫn vào lãi suất CHO VAY của các quốc gia giai đoạn
SAU khủng hoảng
Hình 1 – 10 : Biểu đồ lãi suất của các quốc gia giai đoạn 1997 -2012
Sự truyền dẫn của chính sách tiền tệ thông qua sự truyền dẫn của lãi suất:
Kết quả thực nghiệm trong khối ASEAN +3
Tóm tắt
Bài viết này nghiên cứu sự truyền dẫn từ lãi suất chính sách đến lãi suất bán lẻ
của các ngân hàng tại một số nước trong khối ASEAN+3, trong đó có Việt Nam.
Với nguồn dữ liệu được lấy từ thống kê tài chính quốc tế - International Financial
Statistics (IFS) và sử dụng phương pháp hồi quy có vẻ không liên quan -
Seemingly Unrelated Regression (SUR) nhằm khắc phục các nhược điểm của
phương pháp hồi quy đơn giản OLS chúng ta có thể rút ra một số nhận xét như

sau: Trước tiên, kết quả cho thấy hầu hết sự truyền dẫn trong dài hạn lớn hơn
trong ngắn hạn chứng tỏ hiệu quả của chính sách tiền tệ có độ trễ nhất định để
điều chỉnh lãi suất bán lẻ. Thứ hai sự truyền dẫn đối với lãi suất huy động nhìn
chung là cao hơn lãi suất cho vay. Thứ ba là sự truyền dẫn sau khủng hoảng ở mỗi
quốc gia có những hiện tượng khác nhau, vừa cho thấy sự hiệu quả hơn ở một số
nước vừa thể hiện sự suy giảm mức độ truyền dẫn ở quốc gia khác. Riêng đối với
Việt Nam mức độ truyền dẫn ở vào khoảng từ 18% đến 74% trước và sau khủng
hoảng. Từ góc độ lý thuyết kinh tế, chúng ta có thể nhận xét thấy sự hiệu quả của
chính sách tiền tệ ở Việt Nam là chưa cao. Không tìm thấy bằng chứng cho thấy
sự truyền dẫn hoàn toàn tại Việt Nam. Và cuối cùng là sự không đồng nhất của sự
truyền dẫn giữa các quốc gia cho thấy thiếu hội nhập tài chính với khu vực và thế
giới.
1. Giới thiệu
Các cuộc khủng hoảng 1997 và 2008 đã thu hút sự chú ý lớn của các nhà nghiên
cứu. Nhiều người trong đó đã tập trung nghiên cứu tác động của khủng hoảng đến
cấu trúc và cơ chế của chính sách tiền tệ. Một cách để đánh giá sự hiệu quả của
chính sách tiền tệ là nghiên cứu sự truyền dẫn của lãi suất. Sự truyền dẫn của lãi
suất cao ám chỉ mối quan hệ mật thiết giữa lãi suất chính sách và lãi suất bán lẻ
của ngân hàng. Tốc độ sự truyền dẫn cao cho thấy sự hiệu quả của kênh lãi suất.
Sự truyền dẫn cao cũng cho thấy chính sách tiền tệ hiệu quả hơn, thị trường có sự
cạnh tranh cao và hội nhập tài chính. Nếu chính phủ kiểm soát được lãi suất thị
trường một cách hiệu quả, nền kinh tế sẽ đạt được mục tiêu chính sách. Một sự
truyền dẫn không hoàn hảo có thể dẫn đến sự thất bại của chính sách tiền tệ nhằm
ổn định những cú sốc. Dựa vào những nghiên cứu về nền kinh tế Mỹ của
Christiano và cộng sự (1996), họ tranh luận rằng chính sách tiền tệ ảnh hưởng tới
các lĩnh vực với độ trễ trung bình là 4 tháng và hiệu quả có thể kéo dài trong 2
năm, điều đó cũng tương tự như kết quả của Romer (1989). Mặc dù có nhiều cách
phân loại, nhưng có 6 kênh chủ yếu để truyền dẫn chính sách tiền tệ đó là : (1) lãi
suất, (2) cho vay ngân hàng, (3) cán cân thanh toán, (4) giá cả tài sản, (5) tỷ giá,
(6) kỳ vọng - Xem Michel Cyrille Samba & Yu Yan (2010) . Trong đó theo

Isakova (2008) sự truyền dẫn của lãi suất là yếu tố quyết định, nó thể hiện một
kênh truyền dẫn tiềm năng, bởi vì các kênh khác cũng chủ yếu dựa vào kênh này.
Việc thành lập ASEAN và mở rộng hơn là ASEAN+3 nhằm hướng đến sự hợp
tác toàn diện của các quốc gia vì mục tiêu cùng phát triển và hội nhập. Với mục
tiêu là như vậy, chúng ta có thể kỳ vọng rằng sau hơn 10 năm hình thành và phát
triển thì sẽ có một sự tương đồng nhất định giữa các quốc gia về sự truyền dẫn
của chính sách tiền tệ, cụ thể là sự truyền dẫn của lãi suất. Để xác định liệu sự
hợp tác này có tạo nên sự đồng nhất, cho thấy sự hội nhập tài chính cao hơn hay
không thì trong bài viết này chúng ta sẽ nghiên cứu sự truyền dẫn lãi suất của các
quốc gia thuộc khối ASEAN+3.
Mục tiêu chính của bài nghiên cứu này nhằm kiểm tra sự hiệu quả của cơ chế
truyền dẫn của lãi suất chính sách đến lãi suất bán lẻ ở một số nước thuộc khối
ASEAN+3. Cụ thể, ta so sánh sự truyền dẫn của các nước trước và sau khủng
hoảng 2008. Thời gian lấy mẫu nghiên cứu là từ tháng 1 năm 1999 đến tháng 7
năm 2012. Nguồn dữ liệu chia thành hai giai đoạn, trước khủng hoảng 1/1999 đến
7/2007 và sau khủng hoảng 1/2008 đến 7/2012. Sử dụng phương pháp hồi quy có
vẻ không tương quan (Seemingly Unrelated Regression - SUR) ta có thể thấy
được tổng quát rằng sự truyền dẫn là tương đối thấp đối với hầu hết tất cả các
nước trong ngắn hạn với mức độ truyền dẫn từ khoảng 5% đến 80%, chỉ một số
thời kỳ thể hiện sự truyền dẫn 100%. Sự truyền dẫn đến lãi suất huy động thường
thể hiện mức độ truyền dẫn lớn hơn. Và trong tất cả các trường hợp thì chỉ có một
số quốc gia thể hiện được sự truyền dẫn hoàn toàn vào lãi suất huy động trong
giai đoạn sau khủng hoảng. Điều đó cho thấy sự kém hiệu quả của chính sách tiền
tệ ở các quốc gia này. Kết quả cụ thể sẽ được trình bày ở phần 4 kết quả thực
nghiệm.
Phần còn lại của bài gồm : phần 2 nói về các nghiên cứu trước đây, phần 3 cho
thấy phương pháp và dữ liệu nghiên cứu, phần 4 sẽ nói về kết quả thực nghiệm,
và phần 5 phân tích kết quả từng quốc gia và phần 6 sẽ là kết luận của bài.
2. Tổng quan các nghiên cứu trước đây - Literature review
Sự truyền dẫn của lãi suất được định nghĩa là mức độ và tốc độ thay đổi của lãi

suất chính sách chuyển vào lãi suất bán lẻ của ngân hàng (Rehman 2009). Hay nói
cách khác, sự truyền dẫn lãi suất là quá trình mà lãi suất chính sách truyền dẫn
vào lãi suất thị trường hay lãi suất bán lẻ. Ngân hàng trung ương sẽ tăng lãi suất
chính sách lên khi lạm phát vượt ra khỏi khoảng lạm phát mục tiêu. Sự thành
công của chính sách tiền tệ, làm ổn định lạm phát và đạt được mục tiêu lạm phát,
phụ thuộc vào mức độ cứng nhắc của lãi suất thị trường. Sự truyền dẫn không
hoàn hảo có thể dẫn tới vi phạm nguyên tắc Taylor và sự thất bại của chính sách
tiền tệ nhằm ổn định thị trường (Marotta 2009). Sự truyền dẫn của lãi suất sẽ xác
định mức độ cạnh tranh của thị trường và sự phản hồi của hệ thống tài chính
(Aydin, 2007; Hofmann, 2002). Một sự truyền dẫn nhanh hơn, cân xứng và hoàn
chỉnh sẽ dẫn đến một hệ thống tài chính cạnh tranh, hiệu quả và hoàn chỉnh.
Truyền dẫn lãi suất có thể tách biệt thành hai giai đoạn (ur Rehman, 2009). Giai
đoạn một đo lường sự thay đổi của lãi suất chính sách đến lãi suất thị trường tiền
tệ trong ngắn và dài hạn, trong khi giai đoạn hai cho thấy lãi suất thị trường tiền tệ
tác động đến lãi suất cho vay và huy động của các ngân hàng. Giai đoạn thứ nhất
chịu sự ảnh hưởng lớn bởi sự ổn định của đường cong lãi suất. Nếu cấu trúc
đường cong lãi suất giữ được sự ổn định của nó thì sự truyền dẫn từ lãi suất chính
sách đến lãi suất thị trường cũng tương tự sẽ ổn định. Tuy nhiên, nếu có một sự
thay đổi trên đường cong lãi suất thì có thể dẫn đến sự thay đổi mức độ truyền
dẫn lãi suất.
Phương pháp chi phí sử dụng vốn (cost of funds approach - DeBondt, 2005) là
cách tốt nhất để đo lường giai đoạn thứ hai của quá trình truyền dẫn. Nhìn chung,
có một vài yếu tố đảm bảo sự truyền dẫn từ lãi suất thị trường tiền tệ sang lãi suất
bán lẻ. Đối với lãi suất cho vay được liên kết với lãi suất thị trường tiền tệ bởi yếu
tố đó là các ngân hàng dựa vào thị trường tiền tệ để tài trợ cho vay. Tương tự với
lãi suất huy động thể hiện chi phí của khoản vay sẽ được phản ánh vào chi phí
vay. Trong khi đó, lãi suất trái phiếu chính phủ được coi là chi phí sử dụng vốn
của các ngân hàng. Điều này giúp duy trì mối quan hệ giữa lãi suất trái phiếu
chính phủ và lãi suất lãi suất cho vay trong các kỳ hạn dài hơn.
Thêm vào đó, các ngân hàng có thể dựa vào thị trường tiền tệ thay vì huy động

cho các khoản cho vay, điều đó có thể dẫn đến sự bằng nhau giữa lãi suất thị
trường tiền tệ và lãi suất huy động. Với giả định về sự ổn định của đường cong lãi
suất thì chúng ta có thể xem xét trực tiếp sự truyền dẫn từ lãi suất chính sách đến
lãi suất bán lẻ. Phương pháp này gọi là phương pháp chính sách tiền tệ (monetary
policy approach - Sander và Kleimeier, 2004a).
2.1 Ảnh hưởng của khủng hoảng kinh tế đến sự truyền dẫn lãi suất
Trong những năm gần đây, khủng hoảng tài chính đã gây ra những hậu quả rất to
lớn, nó làm cho kinh tế toàn cầu suy yếu và các chính sách điều hành trở nên kém
hiệu quả hơn, do đó các nhà kinh tế học đã liên tục nghiên cứu giúp tìm hướng
giải quyết các cuộc khủng hoảng xảy ra trong tương lai.
Sự truyền dẫn từ lãi suất chính sách vào lãi suất cho vay đã trở nên suy yếu tạm
thời (đặc biệt trong các khoản vay của các tập đoàn phi tài chính) kể từ khi nổ ra
cuộc khủng hoảng tài chính vào mùa hè năm 2007 (Xem Clemens Jobst, Claudia
Kwapil - 2008). Peter Howells và cộng sự (2010) phân tích rủi ro và sự truyền
dẫn vào lãi suất (bao gồm cả LIBOR), họ thấy rằng sự truyền dẫn phần lớn không
thay đổi bởi khủng hoảng. Niels-Jakob Harbo Hansen, Peter Welz (8/2011) kiểm
tra sự truyền dẫn vào lãi suất trong thời kỳ khủng hoảng kinh tế 2007-2009 tại
Thụy Điển cho thấy sự truyền dẫn từ lãi suất thị trường đến lãi suất cho vay của
các tổ chức tín dụng nhà ở là hoàn toàn trong dài hạn mặc dù có phần chậm chạp
trong ngắn hạn. Sự truyền dẫn nhanh hơn đối với các khoản cho các tổ chức phi
tài chính vay so với khi cho các hộ gia đình vay. Trong thời kỳ khủng hoảng, sự
truyền dẫn từ lãi suất thị trường tiếp tục hoạt động tốt đối với lãi suất cho vay
ngắn hạn nhưng dường như đã suy giảm đối với kỳ hạn dài khi các tổ chức tín
dụng bị hạn chế việc tiếp cận nguồn vốn dài hạn. Tuy nhiên, từ khi nguồn tài trợ
dài hạn được nâng lên vào năm 2009 thì phản ứng của lãi suất cho vay dài hơn đã
trở lại bình thương hơn – giống như trước khủng hoảng. Ảnh hưởng của khủng
hoảng tài chính 2007 lên sự truyền dẫn các ngân hàng phản ứng nhanh hơn đối
với việc giảm lãi suất cơ bản so với tăng. Kết quả đó là do khác nhau giữa các sản
phẩm, đặc biệt hiệu ứng này được phát hiện vào thời kỳ hậu khủng hoảng ( theo
Iva Cecchin 8/2011 nghiên cứu tại Thuỵ Sỹ)

Như vậy có thể thấy cuộc khủng hoảng tài chính 2007 cũng đã ảnh hưởng phần
nào đến sự truyền dẫn . Nó đã làm suy yếu tạm thời sự truyền dẫn ở một vài loại
lãi suất. Nhưng sau đó đã tăng lên theo sự phục hồi của kinh tế thế giới.
Vậy cuộc khủng hoảng tài chính toàn cầu cho thấy tác động của nó đến nhiều nền
kinh tế trên thế giới. Để xem xét sự tác động của khủng hoảng đến một số nước
Châu Á trong đó có Việt Nam và quốc gia được cho là có sự tương đồng với Việt
Nam đó là Trung Quốc thì trong bài này sẽ làm rõ vấn đề này hơn. Liệu khủng
hoảng tài chính có làm thay đổi sự truyền dẫn tại các quốc gia này.
2.2 Những nhân tố khác tác đông lên sự truyền dẫn.
Theo các nghiên cứu trước đây ở nhiều khu vực khác nhau, có nhiều nguyên nhân
gây nên sự truyền dẫn không hoàn toàn, hạn chế sự hiểu quả của chính sách tiền
tệ. Từ sự cạnh tranh giữa các ngân hàng hay sự cạnh tranh giữa các loại hình tổ
chức tài chính khác nhau, các loại chi phí như chi phí chuyển đổi, chi phí thực
đơn, sự cứng nhắc của lãi suất và nhiều nguyên nhân khác nữa. Cụ thể chúng ta
có thể biết đến như :
Amarasekara (2009) đã chỉ ra rằng sự truyền dẫn từ lãi suất tiền vay của người
môi giới đến lãi suất bán lẻ của ngân hàng là chậm chạp và không hoàn toàn. Một
số lý do về sự chậm chạp này nó bao gồm: sự cạnh tranh trong hệ thống tài chính,
hành vi thông đồng của các ngân hàng, lựa chọn bất lợi và các vấn đề rủi ro đạo
đức, chi phí thực đơn của các ngân hàng thương mại, chi phí chuyển đổi cho
khách hàng, sự cứng nhắc trong dịch vụ khách hàng, hành vi chia sẻ rủi ro, bất
hợp lý của người tiêu dùng, và tỷ lệ cao các khoản cho vay và tiền gửi lãi suất cố
định. Những lý do này có thể có liên quan đến nhau. Nikoloz Gigineishvili
(7/2011) đã cho thấy GDP bình quân, lạm phát, lãi suất, chất lượng tín dụng, chi
phí hoạt động và sự cạnh tranh trong lĩnh vực ngân hàng đã tạo điều kiện cho quá
trình truyền dẫn, nhưng sự biến động thị trường, dư thừa thanh khoản trong hệ
thống ngân hàng lại cản trở quá trình này. Sørensen và cộng sự (2008) cho thấy
rằng lãi suất cho vay của ngân hàng có xu hướng thấp hơn trong thị trường cạnh
tranh. Các ngân hàng bù đắp cho sự cạnh tranh mạnh mẽ hơn bằng cách cắt giảm
lãi suất huy động của họ. Trong dài hạn, lãi suất cho vay của ngân hàng sẽ tiến

gần hơn về lãi suất thị trường nơi có mức độ cạnh tranh cao hơn. Ngụ ý rằng
trong dài hạn sự truyền dẫn là hoàn toàn. Norberto Rodríguez và cộng sự (2008)
minh họa cho sự đáp ứng của lãi suất bán lẻ đối với sự thay đổi của chính sách lãi
suất có thể là quá trình phức tạp, phụ thuộc vào các biến vĩ mô bao gồm các trạng
thái của nền kinh tế. Kết quả của họ ngụ ý rằng sự truyền tải trong ngắn hạn vào
lãi suất huy động là không hoàn toàn nhưng trong dài hạn là hoàn toàn. Theo
Sophia Mueller-Spahn (10-2008) thì các ngân hàng lớn thể hiện một sự truyền
dẫn tốt hơn trong ngắn và dài hạn. Tính thanh khoản cũng là một yếu tố quan
trọng trong việc xác định sự điều chỉnh không đồng nhất.
Để tăng sự truyền dẫn của chính sách tiền tệ, nên tiếp tục duy trì môi trường thuận
lợi cho cạnh tranh. Bãi bỏ quy định không cần thiết của ngân hàng cùng với di
chuyển miễn phí của các dòng vốn chứng minh lợi ích cho việc truyền tải chính
sách tiền tệ giữa các nước thành viên EU (xem Rishav Bista và cộng sự - 2011)
2.3 Mức độ và tốc độ truyền dẫn tùy thuộc khu vực và sản phẩm tài chính
Do những điều kiện trên khác nhau trên từng khu vực kinh tế, khác nhau giữa các
nước và các thị trường nên dẫn đến sự truyền dẫn cũng khác nhau giữa những khu
vực, thị trường này. Cụ thể có những nghiên cứu đã chứng minh điều này.
Cottarelli and Kourelis (1994) đã nhận ra rằng sự truyền dẫn vào lãi suất có sự
khác nhau giữa các nước và do đó sự kết dính của lãi suất cho vay có thể được
hạn chế bởi một số yếu tố như : sự tồn tại của thị trường thương phiếu ngắn hạn,
thị trường ít có biến động lãi suất, và các rào cản để gia nhập thị trường hoặc cạnh
tranh là tương đối yếu. Bondt (2002) đã tìm thấy sự truyền dẫn một cách đầy đủ
cho hầu hết lãi suất cho vay, nhưng không đầy đủ đối với sự tác động cho cả lãi
suất huy động và cho vay từ sự thay đổi của lãi suất trái phiếu chính phủ.
Hofmann and Mizen (2004) đã nghiên cứu 13 sản phẩm huy động và thế chấp của
các tổ chức tài chính cá nhân ở Anh, thấy sự truyền dẫn đầy đủ vào lãi suất huy
động nhưng không đầy đủ đối với lãi suất cho vay thế chấp. Trong khi đó
Heffernan (1997) đã kiểm tra mối quan hệ giữa lãi suất thị trường và lãi suất bán
lẻ tại Anh. Họ đã tìm thấy sự truyền dẫn đầy đủ vào lãi suất thanh toán thế chấp
nhưng có sự truyền dẫn không đầy đủ vào tài khoản séc, tài khoản tiết kiệm của

các ngân hàng Anh và các quỹ hỗ trợ nhà ở . Whilst Paisley (1994) đã không tìm
thấy sự truyền dẫn một cách đầy đủ vào trong lãi suất cho vay thế chấp ở các tổ
chức hỗ trợ nhà ở của Anh. Theo Harald Sander và cộng sự (10/2006) đối với thị
trường cho vay thì sự truyền dẫn đối với các quốc gia ở mức độ khá nhưng không
đồng nhất. Đối với thị trường huy động, sự truyền dẫn không đồng nhất giữa các
nước. Heffernan (2008) phân tích so sách giữa các công ty tài chính và các sản
phẩm của nó. Tốc độ điều chỉnh của lãi suất tiết kiệm nhanh hơn đáng kể so với
lãi suất cho vay thế chấp điều này phù hợp với quan điểm chung. Nghiên cứu này
chỉ ra rằng sự dẫn truyền là bất cân xứng và không hoàn toàn, đó là do các đặc
tính khác nhau rộng rãi của các tổ chức khác nhau. Các công ty tài chính đáp ứng
nhanh hơn cho một vài sản phẩm trong khi các loại hình khác lại cần một thời
gian trước khi thay đổi lãi suất huy động và cho vay .Tập trung hệ thống ngân
hàng có thể liên quan đến sự truyền dẫn vào lãi suất theo những cách khác nhau ở
các quốc gia khác nhau tại các thời điểm khác nhau (Z. Chinzara và cộng sự
8/2011)
Một ý tưởng được đặt ra đó là liệu các quốc gia trong khối ASEAN+3 tuy đã có
sự hợp tác nhất định, nhưng mỗi quốc gia lại có chính sách điều hành kinh tế khác
nhau và các điều kiện vĩ mô khác nhau thì mức độ tương đồng giữa các quốc gia
này ở mức độ nào. Như đã nêu ra ở trên, với kỳ vọng các quốc gia trong khối sẽ
có sự tương đồng về sự truyền dân nhưng để có bằng chứng cụ thể thì chúng ta
cần kiểm tra thực nghiệm cụ thể. Phần kết quả kiểm tra được thể hiện trong phần
4 –kết quả nghiên cứu.
Như vậy, các nghiên cứu về sự truyền dẫn của lãi suất ở các nước đã được thực
hiện khá công phu và đưa ra những kết quả đáng chú ý. Tuy nhiên, trong khối
ASEAN+3, một trong những khu vực có tốc độ phát triển mạnh mẽ nhất trên thế
giới thì chưa có nhiều bài viết được áp dụng. Đặc biệt đối với Việt Nam, một
trong những quốc gia có số lượng các bài nghiên cứu được công bố rất ít, cùng
với việc hiện nay xu hướng đào tạo sinh viên trong trường Đại Học theo hướng
nghiên cứu thì chúng ta sẽ thực hiện bài nghiên cứu này tại Việt Nam để so sánh
kết quả với các nước khác trên thế giới và trong khu vực. Xu hướng các bài

nghiên cứu được đưa và áp dụng thực tiễn ngày càng nhiều thì chúng ta cần phải
có những bài nghiên cứu tốt hơn. Nhằm tìm hiểu sự truyền dẫn lãi suất tại Việt
Nam và trong khu vực thì trong bài này chúng ta sẽ làm rõ. Một vấn đề trọng tâm
của bài viết là xác định mức độ truyền dẫn của các nước thay đổi như thế nào qua
giai đoạn khủng hoảng 2008 để có những biện pháp đối phó với những cuộc
khủng hoảng tương tự.
3. Dữ liệu và phương pháp nghiên cứu.
3.1 Cơ sở lý thuyết kinh tế.
Như đã nêu ra ở trên, trong bài này chúng ta sẽ kiểm tra sự truyền dẫn của lãi suất
chính sách (lãi suất chiết khấu hoặc lãi suất thị trường tiền tệ) đến lãi suất bán lẻ
của các ngân hàng thương mại trước và sau khủng hoảng là như thế nào từ đó
hiểu được cơ chế truyền dẫn chính sách tiền tệ. Do đó, sự thay đổi tương tự nhau
của các loại lãi suất là cơ sở quan trọng cho bài này.
Như các bài nghiên cứu trước đây, sự truyền dẫn từ lãi suất chính sách sang lãi
suất bán lẻ không nhất thiết phải tương xứng, cân đối vì điều này còn phụ thuộc
vào tính co giãn của cầu đối với các sản phẩm ngân hàng. Các yếu tố đó như là
chi phí chuyển đổi, chi phí thực đơn, khả năng cạch tranh cũng tác động đến vấn
đề này nhưng nhìn chung, sự truyền dẫn sẽ không cân xứng nếu tính co giãn của
cầu thấp.
Ngoài ra điều kiện kinh tế vĩ mô cũng ảnh hưởng đến mức độ truyền dẫn. Điều
này có thể được quan sát thấy trong thời kỳ tăng trưởng mạnh của thị trường, mức
độ truyền dẫn sẽ cao hơn. Tỷ lệ lạm phát cao hơn cũng làm cho mức độ truyền
dẫn cao hơn và tốc độ nhanh hơn khi giá cả điều chỉnh thay đổi nhanh hơn và
thường xuyên hơn trong môi trường lạm phát cao. Ngược lại, biến động về lãi
suất (phản ánh sự bất ổn và không chắc chắn của kinh tế vĩ mô) lại làm suy yếu đi
sự truyền dẫn, vì các ngân hàng sẽ điều chỉnh lãi suất lâu hơn.
Sự truyền dẫn dự kiến sẽ là hoàn toàn trong dài hạn và chậm chạp trong ngắn hạn.
Những lý do cho điều này rất đa dạng, có thể kể đến như là : trước tiên, chi phí
điều chỉnh và chi phí thực đơn sẽ làm cho các ngân hàng phản ứng chậm chạp với
những thay đổi của lãi suất chính sách. Thứ hai, sự không phù hợp về kỳ hạn của

các khoản cho vay và huy động sẽ làm cho các ngân hàng khó điều chỉnh lãi suất
cho vay trong thời gian ngắn. Trường hợp các khoản cho vay dài hạn được đảm
bảo bởi các khoản huy động dài hạn thì các ngân hàng sẽ không quan tâm nhiều
đến việc điều chỉnh lãi suất, lúc này các khoản nợ của ngân hàng sẽ ít nhạy cảm
với lãi suất thị trường (Weth, 2002). Cuối cùng, đó là các ngân hàng muốn duy
trì mối quan hệ với khách hàng bằng cách cố gắng giảm sự biến động của lãi suất
và duy trì các mối quan hệ kinh doanh.
Tháng 4 năm 199 7

, A

SEAN

đề xuất tổ chức hội nghị cấp cao giữa ASEAN với
Nhật Bản, Hàn Quốc và Trung Quốc. Tháng 12 năm 1997, hội nghị cấp cao lần
thứ nhất đã diễn ra ở Kuala

L u

mpu r

. Sau đó, đến năm 2

00 0

, tại hội nghị cấp cao
lần thứ tư tổ chức tại Singapore, ASEAN+3 chính thức được thể chế hóa. Hội
nghị bộ trưởng kinh tế ASEAN+3 là hội nghị hàng năm giữa các bộ trưởng về
kinh tế của các nước thành viên. Tại các hội nghị cấp cao và hội nghị bộ trưởng
kinh tế của ASEAN+3, đã có 48 hiệp định trong 17 lĩnh vực được ký kết.

ASEAN+3 đã được thành lập từ lâu, với sự hợp tác phát triển toàn diện về mọi
mặt trong đó có kinh tế, thì chúng ta kỳ vọng rằng sự truyền dẫn lãi suất của các
quốc gia trong khu vực sẽ có phần nào tương đồng với nhau qua đó thể hiện được
mức độ hội nhập kinh tế.
3.2 Dữ liệu
Mục tiêu chính của bài này là so sánh sự truyền dẫn của lãi suất trước và sau
khủng hoảng tài chính toàn cầu 2008 ở các nước trong khối ASEAN +3, bao gồm
các nước : Việt Nam, Thái Lan, Indonesia, Malaysia, Myanmar, Philippin,
Singapore, Trung Quốc, Nhật Bản và Hàn Quốc. Sự truyền dẫn đối với mỗi nước
được kiểm tra qua hai giai đoạn. Đối với giai đoạn trước khủng hoảng, dữ liệu lấy
từ 1/1999 đến 7/2007, giai đoạn sau khủng hoảng từ 1/2008 đến 7/2012. Dữ liệu
bao gồm lãi suất huy động (dr), cho vay (lr) va lãi suất chính sách (mr). Nguồn
dữ liệu lấy từ IFS. Bảng 1 tóm tắt dữ liệu.
Bảng 1: lãi suất nghiên cứu ( nguồn : International Financial Statistics - IFS)
Quốc gia
DR LR MR
Việt Nam
Deposit rate Lending rate Discount rate
Indonesia
Deposit rate Lending rate Money market rate
Thái Lan
Deposit rate Lending rate Money market rate
Singapore
Deposit rate Lending rate Money market rate
Philippin
Deposit rate Lending rate Money market rate
Myanmar
Deposit rate Lending rate Discount rate
Malaysia
Deposit rate Lending rate Money market rate

Hàn Quốc
Deposit rate Lending rate Money market rate
Trung Quốc
Deposit rate Lending rate Discount rate
Nhật Bản
Deposit rate Lending rate Money market rate
Quá trình truyền dẫn, như đã nêu ở phần trước, có hai giai đoạn truyền dẫn. Giai
đoạn một từ lãi suất chính sách sang lãi suất thị trường tiền tệ và giai đoạn hai từ
lãi suất thị trường tiền tệ sang lãi suất bán lẻ của các ngân hàng. Tuy nhiên, bài
này chúng ta sẽ áp dụng phương pháp chính sách tiền tệ (monetary policy
approach - Sander và Kleimeier, 2004a). Tức là giả định sự truyền dẫn giai đoạn
một là hoàn toàn nên chúng ta sẽ xác định sự truyền dẫn trực tiếp từ lãi suất chính
sách sang lãi suất bán lẻ của các ngân hàng
Việc tìm kiếm nguồn dữ liệu tại Việt Nam cũng như một số nước trong khu vực
từ khoảng thời gian trước năm 2005 là rất khó khăn do chính sách công bố thông
tin và thống kê chỉ mới được chủ trương thực hiện từ những năm gần đây. Do đó,
nguồn dữ liệu của chúng ta rất hạn chế khi chỉ tìm được các loại lãi suất chính
như lãi suất huy động, lãi suất cho vay và lãi suất chiết khấu hoặc lãi suất thị
trường tiền tệ, còn các loại lãi suất có kỳ hạn ngắn hạn hay dài hạn và cho các
mục đích khác nhau như tiêu dùng, mua nhà hiện nay chỉ có thể tìm được từ năm
2005 đến nay nên không phù hợp với mục tiêu nghiên cứu của bài này đó là sự
truyền dẫn của lãi suất trước và sau khủng hoảng 2008.
Do đó, bài này chúng ta sẽ thực hiện nghiên cứu tổng quát trên lãi suất chính của
từng quốc gia để hiểu được cơ chế truyền dẫn cơ bản nhất. Với dữ liệu theo tháng
từ năm tháng 1 năm 1997 đến tháng 7 năm 2012 và mười quốc gia được nghiên
cứu thì chúng ta sẽ sử dụng hồi quy theo dữ liệu “Pool data” là một dạng của dữ
liệu bảng nhưng sẽ cho ra kết quả hồi quy của từng quốc gia.
Đối với mỗi quốc gia thì lãi suất huy động và lãi suất cho vay sẽ phụ thuộc và
chịu ảnh hưởng trực tiếp từ những loại lãi suất khác nhau. Tuy nhiên để thuận tiện
cho việc chạy các mô hình và đồng bộ giữa các quốc gia chúng ta sẽ chọn lãi suất

chiết khấu hoặc lãi suất thị trường tiền tệ làm lãi suất chính sách theo như một số
nghiên cứu trước đây.
Việc thu thập thêm nhiều loại lãi suất theo các kỳ hạn khác nhau và sử dụng lãi
suất chính sách khác nhau sẽ góp phần xác định rõ hơn mối quan hệ giữa từng
loại lãi suất. Đây cũng chính là một hạn chế của bài viết này nên sẽ là một hướng
nghiên cứu mới.
Bài viết này tập trung phân tích 10 quốc gia trong khối ASEAN +3 là : Việt Nam,
Thái Lan, Indonesia, Malaysia, Myanmar, Philippin, Singapore, Trung Quốc,
Nhật Bản và Hàn Quốc. Các cuộc khủng hoảng đã có tác động rất xấu đến một
vài nền kinh tế như Thái Lan và Indonesia trong khi một số như Malaysia lại ít
chịu tác động hơn. Qua biểu đồ lãi suất (Hình 1-10), chúng ta thấy lãi suất của
các nước đều thể hiện những bước nhảy rõ rệt trong hai cuộc khủng hoảng 1997
và 2008. Riêng trường hợp của Việt Nam, chúng ta có thể thấy được sự biến dộng
rõ rệt của lãi suất. Lãi suất của Việt Nam trong khủng hoảng 2008 đã tăng tới gần
10% điều đó cho thấy Việt Nam rất nhạy cảm với các biến động trên thị trường và
chính sách tiền tệ dường như chưa thực sự hiệu quả. Do đó, để xem xét ảnh
hưởng toàn diện của khủng hoảng lên sự thay đổi của sự truyền dẫn lãi suất, và
rút ra kết luận về cơ chế truyền dẫn, chúng ta sẽ chia dữ liệu thành trước và sau
khủng hoảng.
Hình 1 – 10 : Biểu đồ lãi suất của các quốc gia giai đoạn 1997 -2012
35
30
Hình 1: Trung
Quoc 25
20
15
10
5
0
1998 2000 2002 2004 2006 2008 2010

2012
90
80
70
Hình 2:
Indonesia 60
50
40
30
20
10
0
1998 2000 2002 2004 2006 2008 2010
2012
DR_CHI LR_CHI
MR_PHI
DR_IND LR_IND
MR_IND
3.0
2.5
2.0
1.5
Hình
3: Nhat
Ban
30
25
Hình 4: Hàn
Quôc
20

15
1.0
10
0.5
0.0
1998 2000 2002 2004 2006 2008 2010
2012
DR_JAP LR_JAP
MR_JAP
5
0
1998 2000 2002 2004 2006 2008 2010
2012
DR_KOR LR_KOR
MR_KOR
14
12
Hình 5:
Malaysia
10
8
6
4
2
18
16
Hình 6 :
Myanmar
14
12

10
8
0
1998 2000 2002 2004 2006 2008 2010
2012
6
1998 2000 2002 2004 2006 2008 2010
2012
DR_MAL LR_MAL
MR_MAL
DR_MYA LR_MYA
MR_MYA
35
30
25
Hình 7:
Philippin
20
15
10
5
8
7
Hình 8:
Singapore
6
5
4
3
2

1
0
1998 2000 2002 2004 2006 2008 2010
2012
0
1998 2000 2002 2004 2006 2008 2010
2012
DR_PHI LR_PHI
MR_PHI
DR_SIN LR_SIN
MR_SIN
25
24
20
Hình 9 : Thái
Lan
15
10
5
20
Hình 10 : Viêt
Nam
16
12
8
4
0
1998 2000 2002 2004 2006 2008 2010
2012
0

1998 2000 2002 2004 2006 2008 2010
2012
DR_THA LR_THA
MR_THA
DR_VNA LR_VNA
MR_VNA
3.3 Phương pháp nghiên cứu
3.3.1 Kiểm định tính dừng - kiểm định nghiệm đơn vị (unit root tests)
Giả định rằng một biến ngẫu nhiên y
t
có phương sai xác định và rằng đồng
phương sai giữa y
t
và y
t-s
(với s > 0) hoặc là bằng 0 hay phụ thuộc vào s mà không
phụ thuộc vào t. Như vậy, sự tương quan giữa một chuỗi và các giá trị trễ của nó
được giả định là chỉ phụ thuộc vào độ dài của sự trễ và không phụ thuộc vào khi
nào chuỗi bắt đầu. Tính chất này được gọi là tính dừng và bất kỳ chuỗi nào tuân
theo quy tắc này được gọi là chuỗi thời gian dừng. Nó cũng được gọi là chuỗi
được tích hợp bậc không hoặc là I(0). Quá trình phát chuỗi dừng được gọi là bất
biến theo thời gian. Trong một chuỗi dừng, Var(u
t
) và Var(u
t-s
) bằng nhau với s >
0. Dễ dàng nhận thấy các phần dư của mô hình hồi quy với một cấu trúc AR(1)
thỏa mãn tính chất dừng, trong khi đó mô hình bước ngẫu nhiên hoặc một chuỗi
có xu hướng theo thời gian sẽ có phương sai tăng dần theo thời gian và như vậy là
không dừng. Hầu hết các chuỗi thời gian về kinh tế là không dừng vì chúng

thường có một xu hướng tuyến tính hoặc mũ theo thời gian. Tuy nhiên có thể
biến đổi chúng về chuỗi dừng thông qua quá trình sai phân, ví dụ, bằng các tính
hiệu số x
t
– x
t-1
. Nếu chuỗi sai phân có tính dừng, ta nói chuỗi ban đầu là tích hợp
bậc nhất, nghĩa là, I(1). Một chuỗi tuân theo bước ngẫu nhiên rõ ràng là I(1).
Chúng ta phải kiểm tra tính dừng trước khi ước lượng vì dữ liệu có tính dừng( tức
là phương sai không đổi theo thời gian) thì việc kiểm định mới có ý nghĩa thống
kê. Theo Granger and Newbold (1974), các phương trình hồi quy theo chuỗi thời
gian mà các chuỗi dữ liệu không dừng thì kết quả hồi quy sẽ không chính xác hay
còn gọi là hồi quy giả mạo. Do đó, trước khi hồi quy chuỗi dữ liệu theo thời gian,
chúng ta cần phải kiểm định tính dừng của các chuỗi dữ liệu. Một số phương pháp
để kiểm tra tính dừng như là Augmented Dickey-Fuller (ADF) Test, Dickey-
Fuller (DF) Test, Dickey-Fuller Generalised Least Squares (DF-GLS), Philips-
Perron (PP) Test, Phillips, Schmidt, Shin (KPSS, 1992), Ng and Perron (NP) and
KPSS or Kwiatkowski. Trong bài này chúng ta sẽ sử dụng phương pháp
Augmented Dickey-Fuller (ADF) Test và Philips-Perron (PP) Test để kiểm tra
tính dừng, kết quả sẽ được thể hiện ở phần 4.1.
3.3.2 Kiểm định phương sai của sai số thay đổi
Đối với phương pháp hồi quy cổ điển OLS, một trong những giả thiết quan trọng
đó là phương sai của sai số là một số không đổi và bằng σ
2
. Tuy nhiên, thực tế
hầu hết giả thiết này đều bị vi phạm trong các mô hình hồi quy.
Theo Kmenta (1986, tr. 276–279) các phương sai và đồng phương sai của các ước
lượng OLS cho các giá trị β là thiên lệch và không nhất quán khi phương sai của
sai số thay đổi nhưng bị bỏ qua. Do đó, các kiểm định giả thiết sẽ không còn giá
trị nữa

Một thủ tục kiểm định được ưa chuộng là sử dụng kiểm định nhân tử Lagrange
(LM), đây là một kiểm định cỡ mẫu lớn. Có bốn kiểm định LM phổ biến đó là :
Glesjer (1969), Breusch-Pagan (1979), White(1980), Harvey-Godfrey (1976 -
1978), mỗi kiểm định có những đặc trưng khác nhau của phương sai sai số. Trong
tất cả các phương pháp này, bước đầu tiên là hồi quy biến phụ thuộc và các biến
độc lập và có được các phần dư. Từ phần dư này sẽ tiến hành hồi quy phụ theo
từng phương pháp đã nêu trên để có được một trị số thống kê LM = n*R
2
với n là
số quan sát và R
2
là R
2
không hiệu chỉnh trong hồi quy phụ. So sánh LM với giá
trị kiểm định theo phân phối chi-bình phương (χ
2
p-1
) hoặc xác định giá trị p-value
để đưa ra kết quả. Kết quả kiểm định phương sai sai số thay đổi của bài này sẽ
được trình bày trong phần 4.2.
3.3.3 Kiểm định tự tương quan
Thuật ngữ Tự tương quan có thể hiểu là sự tương quan giữa các thành phần của
chuỗi các quan sát được sắp xếp theo thứ tự thời gian. Mô hình hồi quy cổ điển
OLS cho rằng sai số ứng với quan sát nào đó không bị ảnh hưởng bởi sai số ứng
với quan sát khác. Tuy nhiên, thực tế có thể xảy ra hiện tượng mà sai số của các
quan sát lại phụ thuộc nhau, tức là :
Cov(U
i
, U
j

) ≠ 0 ( i ≠
j)
Khi chúng ta tiến hành hồi quy mà có hiện tượng tự tương quan thì các ước lượng
OLS vẫn có thể là ước lượng tuyến tính, không chệch nhưng chúng lại không còn
hiệu quả nữa, hay các ước lượng đó không còn là các ước lượng không thiên lệch
tuyến tính tốt nhất (BLUE) nữa
Việc xác định hiện tượng tự tương quan trong quá trình hồi quy là rất cần thiết
nhằm xác định được mô hình phù hợp và có ý nghĩa. Hiện nay ó nhiều kiểm định
được đưa ra như kiểm định Durbin – Watson, kiểm định Breusch-Godfrey (BG)
và được tích hợp trong nhiều phần mềm thống kê. Trong bài này chúng ta sẽ sử
dụng kiểm định Breusch-Godfrey LM Test để xác định hiện tượng tự tương quan
3.3.4 Phương trình truyền dẫn
Hiện nay các phương pháp nghiên cứu và phương trình nghiên cứu được đưa ra
khá nhiều, và mỗi phương trình đó đều có ưu và nhược điểm khác nhau và phù
hợp với từng mục tiêu nghiên cứu. Trong bài viết này, phương trình nghiên cứu
của chúng ta sẽ chủ yếu dựa vào bài nghiên cứu của Siok Kun Sek và cộng sự
(2012) – “Interest Rate Pass-Through and Monetary Transmission in Asia”. Các
tác giả đã sử dụng phương pháp hồi quy có vẻ không liên quan - Seemingly
Unrelated Regression (SUR), phương pháp này thể hiện được sự tương quan giữa
các phần dư của các quốc gia. Đây cũng là vấn đề chính để xác định sự hội nhập
của các quốc gia trong một khối cộng đồng như ASEAN+3.
Có hai phương pháp để ước lượng sự truyền dẫn của lãi suất, đó là phương pháp
chi phí vốn và phương pháp chính sách tiền tệ (xem Grynkiv 2007; Rehman,
2009; Sander và Kleimeier, 2004a; DeBondt, 2005). Trong bài này sử dụng
phương pháp chính sách tiền tệ. Phương pháp này có khả năng kiểm soát được
mối quan hệ giữa lãi suất chính sách và lãi suất bán lẻ của các ngân hàng.
Mối quan hệ giữa lãi suất chính sách và lãi suất bán lẻ có thể được giải thích bởi
mô hình chi phí biên của De Bondt (2002). Áp dụng khái niệm thị trường hiệu
quả với thông tin hiệu quả thì giá cả bằng chi phí biên, đạo hàm của giá cả với
khía cạnh chi phí biên bằng một nhưng có thể nhỏ hơn một nếu thị trường cạnh

tranh hoàn toàn và chi phí thông tin được nới lỏng (Rousseas, 1985). Với khái
niệm này để xác định giá cả của ngân hàng, mô hình chi phí biên được viết như
sau:
br = γ
0
+ γ
1
mr
(1)
Trong đó br là lãi suất của ngân hàng (lãi suất huy động hoặc cho vay), γ
0
là hằng
số và mr là chi phí biên đại diện là lãi suất chính sách. Lãi suất chính sách là phù
hợp nhất thay thế cho chi phí biên vì sự hợp lý phản ánh chi phí sử dụng vốn biên.
Tham số γ
1
là hệ số góc của sự truyền dẫn. Nếu γ
1
= 1 thì sự truyền dẫn từ lãi suất
thị trường sang lãi suất bán lẻ là hoàn toàn. Ngược lại, nếu 0 < γ
1
< 1 thì sự truyền
dẫn là không hoàn toàn. Một sự truyền dẫn không hoàn toàn phản ánh tính co giãn
của cầu đối với vốn huy động và nợ là không hoàn toàn và cho thấy các ngân
hàng có một phần sức mạnh thị trường. Những nhân tố tạo nên sức mạnh thị
trường bao gồm sự tồn tại của chi phí chuyển đổi, chi phí bất cân xứng thông tin,
và và mức độ độc quyền và quản lý giá cả (Niggle, 1987).
Trong bài nghiên cứu này, ta sẽ tính toán sự truyền dẫn của lãi suất chính sách
vào hai loại lãi suất, là lãi suất huy động và lãi suất cho vay. Sự truyền dẫn của lãi
suất vào lãi suất huy động và cho vay được kiểm tra trong cả ngắn hạn và dài hạn.

Các nghiên cứu trước đây sử dụng nhiều kỹ thuật khác nhau để xây dựng phương
trình sự truyền dẫn của lãi suất. Phương trình truyền dẫn có thể được viết dưới
dạng sau:
m �
∆dr
1t
= c
1
+
c
2,k
∆mr
1t−k
+
�
3,�
∆�
1��−1−�
+
��
1
(2)
k=
0
�=0
m �
∆lr
2t
= c
4

+
c
5,k
∆mr
2t−k
+ �
6,�
∆�
2��−1−�
+
��
2
(3)
k=
0
� =0
Trong đó dr thể hiện lãi suất huy động, lr thể hiện lãi suất cho vay, mr là lãi suất
thị trường (có thể là lãi suất chiết khấu hoặc lãi suất thị trường tiền tệ tuỳ quốc
gia), k = 0,1, ,m là độ trễ thời gian, t là thời gian, c và c
ik
với i = 1,2, ,n là hệ số
hồi quy.
Nếu một biến không dừng ở bậc 0, thì sử dụng sai phân bậc nhất của biến đó. Δ
biểu thị cho toán tử sai phân bậc nhất. Mức độ Sự truyền dẫn trong ngắn hạn từ
lãi suất thị trường vào lãi suất huy động và cho vay lần lượt là


��
�,
và


�
��
�,��
. Mức độ truyền dẫn trong dài hạn từ lãi suất thị trường sang lãi
suất huy
động và cho vay lần lượt là :
=
=


�
��
�

và
=�
��
�

=�
�
�
�


=�
��
�

=
—

�
�−

3.3.5 Hồi quy có vẻ không liên quan - Seemingly Unrelated Regression
Phương pháp bình phương tối thiểu OLS với các ước lượng phi tham số của ma
trân phương sai – hiệp phương sai là một phương pháp được sử dụng rộng rãi khi
các mô hình tương quan của phần dư chưa được biết đến. Đối với nhiều chuỗi
thời gian thì hồi quy có vẻ không liên quan – SUR – dường như phù hợp hơn
OLS. Có hai trường hợp có thể xảy ra làm cho phương pháp SUR tương đương
với OLS đó là: thứ nhất, các phần dư thực sự không tương quan với nhau giữa các
phương trình hoặc thứ hai là mỗi phương trình đều chứa những đại lượng hoàn
toàn giống nhau ở phía bên phải của chúng.
Trong kinh tế lượng, phương pháp hồi quy có vẻ không liên quan hay phương
trình hồi quy có vẻ không liên quan (seemingly unrelated regressions – SUR-
Davidson,

M

acKinn o

n

(199 3

, trang 306), Ha

y a

shi

(200 0

, trang 279), Greene
(2002, trang 340) hoặc seemingly unrelated regression equations – SURE -
Zellner

(1 9

62), Sr i

vas t

ava

&

Gil e

s

(198 7

, trang 2) được đề xuất bởi Zellner năm
1962 là mô hình hồi quy tuyến tính tổng quát bao gồm nhiều phương trình hồi
quy, mỗi phương trình đều có biến phụ thuộc riêng và các biến giải thích. Mỗi
phương trình đó có thể được hồi quy một cách riêng biệt do đó người ta mới gọi
là dường như không liên quan (G r

eene (2 0

0 2

, tr. 342)
Seemingly Unrelated Regression (SUR) là một trong những phương pháp của
bình phương bé nhất tổng quát (Generalized Least Squares - GLS). Nếu có vấn đề
phương sai thay đổi (heteroskedasticity), khi quan sát theo nhiều biến khác nhau,
thì GLS được sử dụng. Phương trình tuyến tính tổng quất đối với phương pháp
SUR được thể hiện theo phương trình đơn giản sau :
Cụ thể là :
Y
it
= X
it
β
i
+ u
it
(5)
Y
1t
= x
1t
β́
1
+
u
1t

Y
nt
= x
nt
β́
n
+
u
nt
Trong đó y
it
là biến độc lập, x
it
= (1, x
it,1
, x
it,2
…, x
it, ki-1
) là vecto K
i
của các biến
giải thích đối với mỗi quan sát đơn vị i, u
it
là sai số không quan sát được, it đại
diện cho phương trình thứ i trong hệ thống và quan sát thứ t (Moon and Perron,
2006). i là số của phương trình hồi quy và i =1, …,N, t =1,…,T là các quan sát. β́
i
’
là chuyển vị của vecto hệ số hồi quy không xác định cần được ước lượng.

Y
it
= [Δdr ; Δlr ; Δmr]
X
1t
= [1; Δmr
1t
, …, Δmr
1t-m
; Δdr
1t
, …,
Δdr
1t-m
]
X
2t
= [1; Δmr
2t
, …, Δmr
2t-m
, ; Δlr
2t
, …,
Δlr
2t-m
]
β
1
= [c

1
; c
2,0
… c
2,m
; c
3,0
…
c
3,m
]΄
β
2
= [c
4
; c
5,0
… c
5,m
; c
6,0
… c
6,m
]΄
Một phép đơn giản hóa mô hình là giả sử rằng β thay đổi theo từng nhóm chéo
nhưng không kéo dài theo thời gian. Nếu số hạng sai số u
it
tuân theo giả thiết
chuẩn của trung bình zero nhưng có phương sai thay đổi, không tự tương quan và
không có tương quan đồng thời (tại thời điểm t) giữa các sai số (u

it
) của bất kỳ
phương trình nào, thì các phương trình trên về cơ bản là không có tương quan.
Dùng bình phương tối thiểu đối với từng phương trình riêng rẽ, chúng ta sẽ có
được các ước lượng không chệch, nhất quán và hiệu quả nhất. Một vấn đề của
phương pháp này là những hiện tượng thông thường xảy ra trong bất kỳ nền kinh
tế nào (như thay đổi lãi suất, cung tiền, chính sách thuế, chính trị…) thường ảnh
hưởng đến các sai số chéo khác nhau theo một cách tương tự dẫn đến tương quan
đồng thời. Do đó chúng ta có thể có
Cov(u
1t
, u
2t
) = σ
12
; Cov(u
2t
, u
3t
) = σ
23
; Cov(u
1t
, u
3t
) = σ
13
Trong đó các σ khác không. Bằng cách khai thác các đồng phương sai này, chúng
ta có thể có các ước lượng thông số tốt hơn là khi thực hiện riêng rẽ đối với từng
phương trình. Các bước như sau:

Bước 1: Ước lượng từng phương trình riêng rẽ bằng bình phương tối thiểu
thông thường và tính phần dư (u
it
)
Bước 2: Dùng các phần dư ước lượng được ở trên để ước lượng các phương sai
và đồng phương sai (σ
ij
với i,j = 1,2,3…n)
Bước 3: Dùng các ước lượng từ bước 2 để thực hiện các ước lượng bình phương
tối thiểu tổng quát khả thi (FGLS) của tất cả các thông số.
Mô hình trên được gọi là hồi quy có vẻ không tương quan (SUR), một thuật ngữ
do Zellner (1962) đưa ra, vì chúng dường như không có tương quan ngoại trừ
tương quan giữa các phần dư.
Theo lý thuyết, khi biết độ lệch chuẩn , ta dùng Generalized (hoặc Weighted)
Least Squares – WLS để khắc phục hiện tượng phương sai thay đổi. Tuy nhiên,
trên thực tế, ta không biết độ lệch chuẩn. Nếu không biết độ lệch chuẩn ta dùng
Feasible Generalized Least Squares (FGLS), thực hiện theo bốn trường phái: (1)
Breusch & Pagan, (2) Glejser, (3) Harvey & Godfrey và (4) White. Trong bài này
chúng ta sẽ sử dụng phương pháp của Breusch & Pagan để xác định phương sai
thay đổi.
4. Kết quả nghiên cứu.
Phân tích trong bài gồm ba phần kết quả chính. Thứ nhất, chúng ta cần kiểm tra
tính dừng của các biến, kiểm định ADF được sử dụng để kiểm tra tính dừng của
cả ba loại lãi suất là huy động, cho vay và lãi suất chiết khấu. Ngoài ra để khẳng
định lại kết quả của kiểm định ADF chúng ta sẽ sử dụng thêm kiểm định Phillips-
Perron test. Với giả thiết H
0
: Chuỗi dữ liệu không có tính dừng. Nếu bác bỏ
giả thiết H
0

tức là chuỗi dữ liệu có tính dừng. Mặt khác, nếu không thể bác bỏ H
0
thì chuỗi dữ liệu không dừng và do đó cần sử dụng sai phân bậc nhất. Thứ hai,
cần quyết định lựa chọn phương pháp ước lượng OLS hay SUR. Cụ thể chúng ta
cần xác định hiện tượng phương sai sai số thay đổi và hiện tượng tự tương quan.
Nếu có một trong hai hiện tượng trên thì hồi quy OLS sẽ không hiệu quả nên