LIỆU NGÂN HÀNG TRUNG ƯƠNG CÓ PHẢN ỨNG VỚI CÁC THAY ĐỔI CỦA LẠM PHÁT? KIỂM ĐỊNH BẰNG LÃI SUẤT CHÍNH SÁCH

NGUYỄN HOÀNG CHUNG

Liệu ngân hàng trung ương có phản
ứng với các thay đổi của lạm phát?
Kiểm định bằng lãi s't chính sách

Nguyễn Hồng Chung'*’

Ngày nhận bài: 26/10/2022 I Biên tập xong: 02/02/2023 I Duyệt đăng: 10/02/2023

TĨM TẮT: Hệ phương trình vận dụng mơ hình cân bằng động dựa trên khn
khổ lý thuyết đã phản ánh được hành vi của hộ gia đình, doanh nghiệp, các
định chế tài chính trung gian và Ngân hàng Nhà nước (NHNN) trong nền kinh
tế quy mô nhỏ tại Việt Nam. Nghiên cứu hướng đến việc làm rõ phản ứng xung
của các biến sổ vĩ mô thông qua các cú sốc chính sách. Cụ thể, nghiên cứu
sử dụng dữ liệu chuỗi thời gian của lãi suất chính sách (LSCS), độ lệch sản
lượng và lạm phát giai đoạn từ quý I/2000 đến quý IV/2020 nhằm cung cấp
bằng chứng về vai trò của LSCS khi chính sách tiền tệ (CSTT) thắt chặt khiến
lạm phát có xu hướng giảm và độ lệch sản lượng giảm. Cuối cùng, nghiên
cứu khẳng định sự quan trọng của mơ hình cân bằng động ngẫu nhiên tổng
quát đối với NHNN trong việc cải thiện việc phân tích và dự báo chính sách để
hướng đến ổn định kinh tế vĩ mô.

TỪ KHÓA: DSGE, lý thuyết Keynes mới, lãi suất, lạm phát, dự báo.

Mã phân loại JEL: E12, E37, E52.

1. Giới thiệu đa mục tiêu (Dang & Nguyen, 2021; Dang &
ctg, 2022). Theo đó, NHNN kết hợp nhiều
Mối quan hệ giữa CSTT và các hoạt động công cụ CSTT để đạt được đa mục tiêu và
ngân hàng nhận được nhiều sự quan tâm của trong đó có một số công cụ được xem là chủ

giới nghiên cứu trong nhiều năm (Dang & yếu và được sử dụng thường xuyên như LSCS
Nguyen, 2022). Theo Mishkin (2012), thông và thị trường mở. Hơn thế nữa, NHNN điểu
qua kênh cho vay, khi ngân hàng trung ương hành và đưa ra các mệnh lệnh trực tiếp nhằm
(NHTW) giảm LSCS, lãi suất điều hành sẽ
góp phẩn tăng trưởng kinh tế và điếu này cũng 1,1 Nguyễn Hồng Chung-Trường Đại học Thủ Dầu
góp phần làm tăng khối lượng tín dụng của Một Bình Dương; số 06 Trển văn ơn, Phường Phú
nến kinh tế, làm gia tàng cung tiến, nguyên Hịa, Thành phố Thủ Dầu Một, Tỉnh Bình Dương;
nhân gây ra lạm phát (Bernanke & Blinder, Email:
1988; Mishkin, 2012; Dang & ctg, 2022). Tại
Việt Nam, NHNN Việt Nam theo đuổi CSTT

số 202+203 I Tháng 01+02.2023 I TẠPCHÍKINHTÊ VÀNGÂN HÀNG CHÂUÁ 5

LIỆU NGÂN HÀNG TRUNG ƯƠNG có PHẢN ỨNG VỚI CÁC THAY ĐỔI CỦA LẠM PHÁT? KIỀM ĐỊNH BẰNG LÃI SUẤT CHÍNH SÁCH

điều chỉnh cơ chế lãi suất thị trường mà các hệ phương trình nghiên cứu sử dụng là dạng
ngân hàng thương mại áp dụng cho các khách giản lược với hệ phương trình khơng có biến
hàng vay. Bên cạnh đó, theo khn khổ của số đại diện cho nến kinh tê' mở là điểm khác
CSTT, hoạt động lõi cho vay gắn liền với lãi biệt so với nghiên cứu của Nguyễn Đức Trung
suất do thị trường vốn vẫn được xem là đang & Nguyễn Hoàng Chung (2017) nhằm ứng
phát triển (Dang & Huynh, 2020). Chính điểu dụng tính năng dự báo vĩ mơ và kiểm sốt tốt
này đã làm cho cơ chê' truyển dẫn CSTT thông hơn biến số này làm tiền đề cho nghiên cứu
qua hệ thống ngân hàng thương mại trở nên tiếp theo. Ngoài ra, nghiên cứu củng cỗ các
cấp thiết hơn và là chủ đế nghiên cứu trong khuyên nghị vẽ các cơng cụ mà NHNN có thể
nhiểu năm qua. sử dụng nhằm hướng đến việc kiềm chê' lạm
phát ở mức vừa phải để vừa tạo động lực cho
Vì vậy, nghiên cứu này cung cấp bằng tăng trưởng kinh tế nhưng đảm bảo ổn định
chứng thực nghiệm vê' cơ chế truyền dẫn CSTT vĩ mô (Dizioli & Schmittmann, 2015).
thông qua lãi suất đến các biến số vĩ mô bằng
mơ hình cân bằng động ngẫu nhiên tổng qt 2. Cơ sở lý thuyết

(Dynamic Stochastic General Equilibrium -
DSGE model) hay cịn gọi là mơ hình chuỗi 2.1. Các lý luận cơ bản và tổng quan các
thời gian đa biến tổng hợp như lạm phát, lãi nghiên cứu liên quan
suất và thất nghiệp được sử dụng trong kinh tế
học vĩ mơ và tài chính. Mơ hình được sử dụng 2.1.1. Lý thuyết Keynes mới
để phân tích và dự báo chính sách trả lời câu Nghiên cứu để cập đến lý thuyết cân bằng
hỏi như tác động của việc tăng lãi suất bất ngờ
lên lạm phát và sản lượng. Câu trả lời là cần tổng thể động giải thích mối quan hệ cung cẩu
một mơ hình vế mối quan hệ giữa lãi suất, lạm và mức giá với các chủ thể tác động qua lại
phát và sản lượng. Các mơ hình này là các hệ nhằm duy trì một trạng thái cân bằng động
phương trình thường được rút ra từ lý thuyết trong một thị trường hoàn hảo (Arrow &
kinh tế bao gồm các quyết định của các hộ gia Debreu, 1954) và khơng hồn hảo (Nguyễn
đình, các doanh nghiệp, các nhà hoạch định Văn Ngọc; 2006, 2009). Chính vì sự bất ổn
chính sách và các tác nhân khác. Do đó, các kinh tế vĩ mơ nên hệ thống chính sách kinh tê'
tham số thường có thể giải thích trực tiếp dựa vĩ mơ với các quy tắc chính sách nhằm kiểm
trên lý thuyết. Bên cạnh đó, mơ hình này cho soát các chỉ số như tăng trưởng kinh tế, lạm
phép các giá trị hiện tại của các biến không phát, lãi suất và tỷ giá hối đoái (Mankiw &
chỉ phụ thuộc vào các giá trị trong quá khứ Taylor, 2011) nhằm ổn định tài chính (Kim
mà còn phụ thuộc vào kỳ vọng của các giá trị & Mehrotra, 2016). Một trong các chính sách
trong tương lai hay còn gọi là kỳ vọng hợp lý. hướng đến mục tiêu này là CSTT nhằm thay
Như vậy, nghiên cứu sẽ khẳng định lại việc đổi cung tiến hoặc LSCS đê’ hướng đến mục
ước lượng với số lượng lớn các biến số. Đặc tiêu tăng trưởng kinh tế, ổn định lạm phát và
tính như vậy chỉ có thể thực hiện được thơng ổn định tỷ giá hối đoái (Araujo, 2015). Khi các
qua các hệ phương trình thay vì một phương cơ chê' phản ứng chính sách khơng thể giải
trình nhằm đánh giá tác động tổng hợp của thích dưới dạng độc lập từng biến (Mishkin,
các chủ thể trong nến kinh tê' qua lại lẫn nhau. 2012) thì lý thuyết kỳ vọng hợp lý là càn cứ để
Điểu này giúp cho việc đánh giá các phản ứng phân tích và dự báo chính sách kinh tê (Lucas,
xung của các biến số vĩ mô để phục vụ cho 1976; Leu, 2011; Sbordone & ctg, 2010) cũng
công tác phân tích chính sách cũng như dự như các biến động kinh tế vĩ mô xuất phát từ
báo sẽ đẩy đủ và chính xác hơn. Bên cạnh đó, các cú sốc từ phía cung với giả định giá cả và

6 TẠP CHÍ KINH TẾ VÀ NGÂN HÀNG CHÂU Á I Tháng 01+02.2023 I số 202+203

NGUYỄN HOÀNG CHUNG

tiến lương linh hoạt gây biến động vĩ mô theo động ngẫu nhiên tổng quát cho nền kinh tế
lý thuyết chu kỳ kinh doanh thực (Kydland nhỏ và mở (Lubik & ctg, 2007).
& Prescott, 1982) hoặc theo lý thuyết Keynes
mới theo lý thuyết kinh tế vi mô (Rotemberg Mơ hình nghiên cứu liên quan đến các mô
& Woodford, 1997; Woudford, 2003; Gali, hình được phát triển bởi Clarida & ctg (1999)
2008) trong điếu kiện không hoàn hảo của thị và Woodford (2003). Mơ hình DSGE theo
trường và ràng buộc về giá cả và tiên lương Sbordon & ctg (2018) có ba khu vực: (ĩ) Hộ
cứng nhắc (Romer, 2000) để đánh giá tác động gia đình biểu thị thơng qua phương trình thể
của CSTT (Clarida & ctg, 1999, 2000; Galí & hiện mối quan hệ giữa sản lượng, sản lượng
Monacelli, 2005). Theo đó, các cấu trúc mơ kỳ vọng và LSCS; (ii) Doanh nghiệp (bao gồm
hình Keynes mới bao gồm các phương trình các trung gian tài chính) biểu thị thông qua
thể hiện mối quan hệ của các biến số vĩ mơ. phương trình thể hiện mối quan hệ giữa lạm
phát hiện tại và tương lai; và (iii) NHNN thiết
2.1.2. Mơ hình cân bằng động ngẫu nhiên tổng lập phương trình lãi suất danh nghĩa để kiểm
quát Keynes mới sốt lạm phát. Mơ hình DSGE có thể được viết
dưới dạng phi tuyến (Fernandez-Villaverde &
Mơ hình DSGE là một nhánh của ứng dụng ctg, 2016) và tuyến tính (Nguyễn Đức Trung,
lý thuyết cần bằng tổng thể, thể hiện mối quan 2016). Trong bất kỳ phân tích hệ phương trình
hệ của ba khối: tổng cung, tổng cẩu, phương đống thời nào, đê’ giải quyết một mơ hình có
trình CSTT (Nguyễn Đức Trung & ctg, 2017) nghĩa là biểu thị các phương trình với các biến
và kỳ vọng của các chủ thể trong nến kinh tế nội sinh của mơ hình dưới dạng hàm của các
(Nguyễn Đức Trung & Nguyễn Hoàng Chung, biên ngoại sinh của nó. Mơ hình được xây
2018) bao gổm: hộ gia đình, doanh nghiệp, dựng bao gổm một phương trình liên hệ giữa
các trung gian tài chính và cơ quan quản lý các biến kiểm soát với các biến trạng thái và
nhà nước. Các chủ thể tác động với nhau và biểu diễn các biến trạng thái theo chuỗi thời

dẩn đến trạng thái cân bằng. Mặt khác, các gian (Koller & Friedman, 2009). Vì vậy, mơ
trung gian tài chính là ngun nhân chủ yếu hình nghiên cứu có thể đưa ra các phương
gây ra các cú sốc CSTT (Sbordon & ctg, 2010) trình ước lượng và phần tích chính sách sau
hay các cú sốc ngẫu nghiên với điều kiện ràng ước lượng đối với một vài biến số vĩ mô quan
buộc vê' hành vi của các chủ thể nhằm tối ưu trọng thơng qua các hàm phản ứng xung và
hóa lợi ích và kì vọng hợp lí (Chen, 2010). dự báo.
Theo đó, nghiên cứu khẳng định lại đầy là mơ
hình quan trọng của các NHTW trên thế giới Nghiên cứu này vận dụng mơ hình DSGE
trong phân tích và dự báo chính sách (Berg & giản lược tuyến tính. Nghiên cứu ước lượng
ctg, 2006; Smets & Wouters, 2007). Các dạng các siêu tham số của mơ hình này, đưa vào
mở rộng của mơ hình này bao gổm việc đưa cú sốc lãi suất tăng hay CSTT thắt chặt và vẽ
vào tiến lương cứng nhắc và ma sát thị trường biểu đổ phản ứng của các biến mơ hình với
(Smets & Wouters, 2007) hoặc nghiên cứu vê' cú sốc và dự báo biến lãi suất và lạm phát.
cơ chế truyến dẫn CSTT (Shiller & ctg, 1983; Tuy nhiên, mơ hình này cũng bộc lộ một số
Cogley & Sargent, 2005; An & Schorfheide, hạn chế (Sims, 1986) nhưng các sai lệch của
2007; Lewis & Poilly, 2012). Cuối Cling, mô mơ hình DSGE khơng phải là vấn đê' lớn (Del
hình DSGE được chia thành: (i) Mơ hình cho Negro & Schorfheide, 2006; Smets & Wouters,
nển kinh tế có quy mơ vừa và lớn (Del Negro 2007). Thậm chí mơ hình này cịn được xem
& ctg, 2004; Christiano & ctg, 2005; Smets là có khả năng dự báo tốt hơn mơ hình dự báo
& Wouters, 2007); và (ii) Mơ hình cân bằng Greenbook của Fed (Edge & ctg, 2010). Ngoài
ra, nghiên cứu này chỉ bao gồm các phương

số 202+203 I Tháng 01+02.2023 i TẠP CHÍ KINH TẾVÀ NGÂN HÀNG CHÂU Á 7

LIỆU NGÂN HÀNG TRUNG ƯƠNG có PHẢN ỨNG VỚI CÁC THAY ĐỒI CỦA LẠM PHÁT? KIỀM ĐỊNH BẰNG LÃI SUẤT CHÍNH SÁCH

trình của nền kinh tế đóng với các dạng thức mối quan hệ giữa lãi suất và sản lượng của nền
phương trình khác được ước lượng thông qua kinh tê thơng qua mơ hình cấu trúc.
phấn mếm Stataló.
Theo Mishkin (2012), lãi suất được xem là

2.1.3. Cơ chế truyến dẫn chính sách tiến tệ kênh truyền thống của CSTT (Bernanke & ctg,
thông qua kênh lãi suất 1988). Theo phân tích của Keynes, cả quyết
định đẩu tư và chi tiêu phụ thuộc vào lãi suất
CSTT là các quyết định vể tiến tệ ở tầm thực, cụ thể là lãi suất thực trong dài hạn (long
quốc gia của cơ quan nhà nước có thẩm quyển, term real interest rate). Tuy nhiên, NHTW chỉ
bao gốm quyết định mục tiêu ổn định giá trị cần sử dụng lãi suất danh nghĩa hay LSCS ngắn
đổng tiền được biểu hiện bằng chỉ tiêu lạm hạn (short term nominal interest rate/policy
phát, quyết định sử dụng các công cụ và biện rate) nhưng làm thay đổi lãi suất thực trong
pháp để thực hiện mục tiêu đề ra (Lý Hoàng ngắn hạn và dài hạn (Mishkin, 2012; Nguyễn
Ánh & Lê Thị Mận, 2012). Vì vậy, NHTW Phúc Cảnh, 2014). Theo đó, khi NHTW giảm
sử dụng CSTT nhằm thay đổi cung tiến hoặc LSCS ngắn hạn, lãi suất danh nghĩa ngắn hạn
LSCS để hướng đến mục tiêu ổn định lạm trên thị trường sẽ giảm tương ứng: do cấu
phát, tăng trưởng kinh tê' và ổn định tỷ giá hối trúc kỳ hạn (term structure) của lãi suất và
đoái (Araujo, 2015). NHTW thực thi CSTT đê’ giá cả cứng nhắc (sticky price), lãi suất dài
hướng đến sự ổn định kinh tế vĩ mô nhưng ổn hạn chính là giá trị dự báo của lãi suất ngắn
định giá cả vẫn luôn là mục tiêu quan trọng hạn kỳ vọng (future short term interest rate)
nhất (Nguyễn Hoàng Chung, 2020). Theo để vì thê' NHTW sẽ giảm lãi suất ngắn hạn
Mishkin (2012), cơ chế truyến dẫn CSTT và sau đó lãi suất dài hạn cũng sẽ giảm theo
nhấn mạnh sự liên kết giữa hệ thống tài chính tương ứng (Anderson, Dillen, & Sellin, 2006).
và lý thuyết tiền tệ. Và để phát triển khuôn Như vậy, NHTW sử dụng LSCS ngắn hạn để
khồ hiểu về đánh giá thực nghiệm, nghiên cứu thực thi CSTT. Theo đó, lãi suất thực cũng
phân loại hai dạng mơ hình nghiên cứu thực tác động đến tiêu dùng, cung cấp một cơ chế
nghiệm, đó là mơ hình thực nghiệm cấu trúc quan trọng cho việc mô phỏng nến kinh tế, ví
và mơ hình thực nghiệm giản lược. Theo đó, dụ cơ chê' truyền dẫn của CSTT cho thấy ảnh
mơ hình nghiên cứu dạng thức thực nghiệm hưởng của CSTT mở rộng: CSTT mở rộng —>
cấu trúc nhằm kiểm định ảnh hưởng của một ir T—>zT—>xT (1). Ngay cả khi lãi suất
biên số đến biến số khác bằng cách sử dụng dữ danh nghĩa gần như bằng 0 trong suốt thời kỳ
liệu để xây dựng mơ hình được dùng để giải giảm phát. Với mức lãi suất danh nghĩa này,
thích cơ chế truyền dẫn. Các phân tích của một cam kết mở rộng CSTT bằng cách gia
Keynes về cơ chế truyền dẫn CSTT với hoạt tăng cung tiến sẽ làm gia tăng mức giá kỳ vọng

động cung ứng tiền tệ là chủ yếu ảnh hưởng (expected price level) - Pe tăng - hay làm tăng
đến các hoạt động kinh tế. Dựa theo lý thuyết lạm phát kỳ vọng (expected inflation) - ĩĩe I
này, nghiên cứu xây dựng mơ hình cấu trúc, , và khi lạm phát kỳ vọng gia tăng sẽ làm giảm
mô tả cách thức hoạt động của nến kinh tế lãi suất thực, tác động đến đấu tư, theo đó cơ
bằng cách sử dụng mơ hình hệ phương trình chế truyền dẫn của kênh lãi suất: CSTT mở
mô tả hành vi mô tả hoạt động của CSTT. Cơ rộng -> Pe T—> 7Ĩ ?—> Z,. ị—> I T—> Y T (2).
chế truyền dẫn CSTT bắt đẩu từ cung tiền, tác
động đến lãi suất, từ đó tác động đến chi tiêu Cơ chế này cho thấy CSTT vẫn hiệu quả
và đầu tư, tác động đến mục tiêu cuối cùng thậm chí khi lãi suất danh nghĩa tiệm cận 0
là tổng sản lượng của nến kinh tế. Như vậy, theo ý muốn của NHTW. Điếu này cho thấy
nghiên cứu thực nghiệm của Keynes cho thấy cơ chê' này chính là yêu tố quan trọng trong
thảo luận chính sách cho biết tại sao nền kinh

8 TẠP CHÍ KINH TẾVÀ NGÂN HÀNG CHÂU Á I Tháng 01+02.2023 I số 202+203

NGUYỀN HOÀNG CHUNG

tế không bị rơi vào bẫy thanh khoản (liquidity lương cứng nhắc và vốn tích lũy. Phương pháp
trap) khi tăng cung tiền không đủ để tránh rơi đánh giá mơ hình với siêu tham số kiểm sốt
vào Đại khủng hoảng (1929-1933) và lý giải các ràng buộc trong mơ hình (Del Negro &
tại sao CSTT mở rộng có thể ngăn chặn việc ctg, 2004). Mơ hình DSGE-VAR được sử dụng
sụt giảm sản lượng mạnh trong suốt thời kỳ như là mơ hình chuẩn hóa cho đánh giá các
đó. Kênh lãi suất cịn được tìm thấy ở một số biến động của mơ hình DSGE và khắc phục
nước Đơng Nam Á như Malaysia và Thái Lan. một vài quan điểm nhằm cải thiện mơ hình
Tuy nhiên, điếu kiện quan trọng để kênh lãi VAR cấu trúc. Nghiên cứu cho thấy sự tương
suất phát huy tác dụng là thị trường tài chính thích vể trạng thái tĩnh của mơ hình DSGE
phải phát triển. Do đó, đối với các quốc gia tương thích với VAR ở độ trễ bốn với tàng
có thị trường tài chính bậc cao như Mỹ và trưởng sản lượng, tiêu dùng, đấu tư, tiền
Anh, kênh lãi suất đóng vai trò rất quan trọng lương thực, giờ làm việc, lạm phát và lãi suất
(Franklin & Gale, 2000). Từ đó, nghiên cứu danh nghĩa.

cho thấy kênh lãi suất sẽ chậm phát huy tác
dụng hay có độ trễ chính sách khi được sử Berg & ctg (2006) cung cấp hướng dẫn
dụng để thực thi CSTT ở các quốc gia có thị sử dụng đối với hệ thống dự báo và phân tích
trường tài chính phát triển thấp (Toolsema, chính sách (FPAS), trong đó nhấn mạnh vai
Sturm, & de Haan, 2001). trò của tổng cấu kết hợp với độ cứng danh
nghĩa và thực trong việc xác định sản lượng
2.2. Tổng quan nghiên cứu của trường phái Keynes mới, kết hợp lý thuyết
Theo Smets & Wouters (2002) và chu kỳ kinh doanh thực (RBC) cho mơ hình
với kỳ vọng hợp lý và mơ hình có biến trễ.
Christiano & ctg (2005), nghiên cứu mơ hình Mơ hình này bao gồm đường cong tổng cấu
DSGE quy mô lớn theo trường phái Keynes (IS curve), đường cong Phillips thiết lập mức
mới, có yếu tố giá cả và tiền lương cứng nhắc giá, phiên bản của phương trình ngang giá lãi
tại Liên minh châu Âu. Mơ hình bao gổm suất không bảo hiểm rủi ro tỷ giá (UIP) với
độ cứng thực trong yếu tố thói quen hành vi kỳ vọng mong đợi và hàm phản ứng của lãi
trong tiêu dùng, chi phí điểu chỉnh trong việc suất được biểu diễn như là hàm số của độ lệch
tích lũy vốn và khả năng tối ưu khác nhau. Kết sản lượng và lạm phát kỳ vọng (Clarida & ctg,
quả thực nghiệm của mơ hình DSGE được 1999; Woodford, 2003) thông qua mô phỏng
cho là đáng tin cậy. đối với nển kinh tế Canada.

Theo nghiên cứu của Del Negro & ctg Theo Hodge & ctg (2008), nghiên cứu sử
(2004), nghiên cứu chọn mơ hình DSGE ước dụng mô hình DSGE-VAR dự báo cho các
lượng mơ hình với các tham số phân phối biến kinh tế vĩ mơ chính của nền kinh tê' úc
tiên nghiệm trong mơ hình VAR từ Ingram với mô hình là kế thừa từ Lubik & Schorfheide
& Whiteman (1994) để phần tích chính sách. (2007). Ngồi ra trong phương trình của
Cách tiếp cận này dự báo bao gổm ba biến là CSTT, Hodge & ctg (2008) chỉ xét sự tác động
tăng trưởng sản lượng, lạm phát và lãi suất. tới lãi suất danh nghĩa đến từ lạm phát và độ
Kết quả cho thấy phương pháp DSGE-VAR dự lệch sản lượng trong phương trình Taylor.
báo tốt hơn so với các mơ hình được giới thiệu Dữ liệu quan sát cho mơ hình củng gồm năm
trong nghiên cứu của Del Negro & ctg (2004). biến: độ lệch sản lượng, lãi suất, lạm phát, thay
đổi trong tỉ giá hối đoái và điếu khoản thương

Theo nghiên cứu của Del Negro & mại được lấy trong giai đoạn 1993-2007. Kết
Schorfheide (2006), nghiên cứu cung cấp một quả dự báo với biến tăng trưởng và lạm phát
cơng cụ đánh giá mơ hình DSGE quy mơ lón là phù hợp.
theo trường phái Keynes mới với giá cả, tiến

Số 202+203 I Tháng 01+02.2023 I TẠP CHÍ KINH TÊ VÀ NGÂN HÀNG CHÂUÁ 9

LIỆU NGÂN HÀNG TRUNG ƯƠNG có PHẢN ỨNG VỚI CÁC THAY ĐỒI CỦA LẠM PHÁT? KIẾM ĐỊNH BẰNG LÃI SUẤT CHÍNH SÁCH

Sbordone & ctg (2010) phân tích chính hàm các khía cạnh quan trọng của kinh tế cho
sách nhằm khẳng định tầm quan trọng của phân tích CSTT (Laxton & ctg, 2009). Các
mơ hình DSGE trong phân tích CSTT của tác giả phân tích sự biến động của các biến
NHTW. Sự xuất hiện của bốn chủ thể trong số vĩ mô quan trọng (sản lượng, lạm phát, tỷ
nển kinh tê bao gổm: đại diện hộ gia đình, các giá) thông qua các cú sốc nội sinh và ngoại
doanh nghiệp sản xuất hàng hóa cuối cùng, sinh (lãi suất của Fed). Mơ hình kết hợp các
các cơng ty trung gian và đại diện CSTT. Mặc kỳ vọng trong tương lai bao gồm: (i) Đường
dù được xem là mơ hình tương đối đơn giản, cong tổng cẩu mô tả sản lượng thực kỳ vọng
quy mô nhỏ nhưng thỏa mãn kỳ vọng giải và quá khứ, lãi suất thực và tỷ giá thực; (ii)
thích được các biến số vĩ mô như sản lượng, Hai đường cong Phillips liên quan đến thành
lạm phát và lãi suất danh nghĩa của Hoa Kỳ phần của lạm phát trong quá khứ và lạm phát
trong giai đoạn 1984-2006. Nghiên cứu cho kỳ vọng và tỷ giá hối đoái; (iii) Phương trình
thấy tẩm quan trọng của yếu tố kỳ vọng trong ngang giá lãi suất không bảo hiểm rủi ro tỷ giá
cơ chế truyền dẫn của các cú sốc và phản ứng (UIP); và (iv) Phương trình quy tắc lãi suất là
chính sách, đặt tiền để cho thấy triển vọng của hàm của độ lệch sản lượng, sự thay đồi trong
mơ hình trong việc đánh giá định lượng là sự tỷ giá và độ lệch của lạm phát kỳ vọng từ mức
kết nối giữa chính sách hiện tại. lạm phát mục tiêu. Kết quả nghiên cứu cho
thấy hàm chính sách của NHNN đã giữ tỷ giá
Zheng & Guo (2013) nghiên cứu ước khá ổn định trong thời gian dài khi nến kinh
lượng mơ hình DSGE của nến kinh tế mở tế hứng chịu các cú sốc nội và ngoại sinh, do
với bằng chứng thực nghiệm tại Trung Quốc. đó việc thực hiện chức năng hấp thụ tác động

Nghiên cứu tập trung vào việc đánh giá các các cú sốc (shock absorption) còn nhiều hạn
bất ổn vể CSTT có phải là nguyên nhân dẫn chế. Kết quả nghiên cứu phù hợp với cơ chế
đến sự mất cần bằng vĩ mô trong giai đoạn truyền dẫn lãi suất khi lãi suất tàng dẫn đến
1992-2011. Mơ hình được kế thừa dựa trên giảm sản lượng sản lượng sau bốn q và sụt
mơ hình của Lubik & ctg (2007), Del Negro & giảm chỉ số giá tiêu dùng sau tám quý. Kết quả
Schorfheide (2009) với năm biến quan sát là này tương tự cơ chế truyền dẫn CSTT ở các
độ lệch sản lượng (output gap), tỉ lệ lạm phát nước đang phát triển và các nước mới nổi,
(inflation), lãi suất danh nghĩa (nominal rate), NHNN phản ứng đối với việc tăng lạm phát
thay đổi trong tỷ giá hối đoái (exchange rate bằng việc tăng lãi suất. Bên cạnh đó, cú sốc
movement) và điêu khoản thương mại (term cẩu giảm sản lượng dẫn đến giảm lạm phát
of trade). Kết quả thực nghiệm cho thấy lãi nên NHNN thực hiện điều chỉnh giảm lãi
suất danh nghĩa phản ứng trước sự thay đổi suất để kích thích sản lượng tăng trưởng trở
của lỗ hổng sản lượng, lạm phát và tỷ giá hối lại. Kết quả nghiên cứu một lấn nữa cho thấy
đoái danh nghĩa. tầm quan trọng của tăng trưởng kinh tế bền
vững ở Việt Nam thông qua lạm phát thấp để
Dizioli & Schmittmann (2015) nghiên ổn định kinh tế vĩ mơ.
cứu mơ hình DSGE Keynes mới do IMF xây
dựng cho Việt Nam. Mơ hình này được xem 3. Phương pháp nghiên cứu
là hệ thống dự báo và phần tích chính sách
(the Forecasting and Policy Analysis System - 3.1. Dữ liệu nghiên cứu
FPAS) theo Berg & ctg (2006) nhưng mở rộng Nghiên cứu thực nghiệm cho nền kinh tế
thêm một vài yếu tố để phù hợp hơn với các
đặc điểm của nến kinh tế Việt Nam. Mơ hình Việt Nam sử dụng dữ liệu theo quý và bắt đầu
FPAS trở nên phổ biên để phân tích CSTT do từ quý 1/2000 đến quý IV/2020. Bên cạnh đó,
tính chất đơn giản nhưng vẫn đảm bảo bao

10 TẠP CHÍ KINH TẾ VÀ NGÂN HÀNG CHÂU Á Tháng 01+02.2023 I số 202+203

NGUYỄN HOÀNG CHUNG

nghiên cứu xác định các bậc trễ của các biến mơ hình DSGE có nghĩa là viết nó dưới dạng
nội sinh và ngoại sinh, sử dụng biến giả điếu không gian trạng thái.
chỉnh theo mùa (three seasonal dummies)
trong mỗi phương trình biến nội sinh nhằm Một mơ hình cân bằng động ngẫu nhiên
loại bỏ yếu tố mùa vụ tác động đến chuỗi dữ tổng quát tuyến tính hóa có thể được biểu
liệu. Ngồi ra, nghiên cứu sử dụng kiểm định diễn như sau:
nghiệm đơn vị lấn lượt cho các biến số vĩ mô
trong nước và biên số ngoại sinh tác động vào = A,E,(y,+1)+A2y, + A3x, .
nền kinh tê' Việt Nam. Phép kiểm định này có
giả thuyết Ho: Chuỗi số liệu có nghiệm đơn Sox,+1 = (z+i) + + B3X, + Cei+1
vị (tức không dừng). Dựa vào giá trị P-value
của phép kiểm định, chấp nhận hay bác bỏ giả Trong đó: yt - véc tơ của các biến kiểm
thuyết Ho. Với các biến số vĩ mô liệt kê trong soát; xt - véc tơ của các biến trạng thái; và £,
Bảng 1 đều dừng nên phù hợp để sử dụng cho - véc tơ của các cú sốc. Ao đến A3 và Bo đến
mơ hình ước lượng phần tích chính sách và B3 - ma trận của các tham số. Ao và B() - ma
dự báo. trận đường chéo. Các mục trong tất cả các ma
trận này là các hàm của các tham số cấu trúc
3.2. Mơ hình tổng qt ký hiệu bằng véc tơ 0. Lý thuyết kinh tế đặt
Một mơ hình cân bằng động ngẫu nhiên tổng ra những ràng buộc trong ma trận, c là một
ma trận lựa chọn xác định biến trạng thái nào
quát phi tuyến có thể được biểu diễn như sau: phải chịu tác động từ các cú sốc.

Et{f(xt + 1;yt + 1;xt;yt; 0)} = 0; Dạng rút gọn của mơ hình cân bằng động
ngẫu nhiên tổng quát biểu thị các biến kiểm
Trong đó: f - véc tơ của các phương trình; soát như là các hàm của riêng các biến trạng
X - véc tơ của các biến trạng thái; y - véc tơ thái và chỉ rõ cách các biến trạng thái theo
của các biến kiểm soát và 0 biểu thị véc tơ thời gian. Dạng không gian trạng thái của mô
của các tham số cấu trúc. Để giải quyết một hình được đưa ra bởi:

7, = ơx,' .z

X,+ỉ=HX,+M£t+l (2)

Bàng 1: Mô tả các biến số vĩ mô

Biến số Ký hiệu Cách tính, nguồn lấy dữ liệu
biến
LSCS Trước năm 2010, dữ liệu theo IMF - IFS là lãi suất tín phiếu kho bạc Nhà nước
kiềm soát (treasury bill rate); từ sau năm 2010, IMF - IFS chuẩn hóa là LSCS - lãi suất
Độ lệch r_vn trên thị trường tiền tệ được chia thành hai nhóm: lãi suất do quan hệ cung -
sản cầu vốn và lãi suất do NHTW công bố được sử dụng để điều hành CSTT.
ygap_vn
lượng Độ lệch sàn lượng được tính bằng chênh lệch giữa logarit giữa sản lượng
inf_vn thực và sản lượng tiềm năng (HP filter) (IMF - IFS) được tính bằng cách lấy
Lạm chênh lệch giữa logarit nepe (In) GDP thực với giá trị sản lượng tiềm năng
phát (hp trend), phương pháp phổ biến đo lường độ lệch sàn lượng (output gap)
(Hodrick & Prescott, 1997).

Chỉ số giá tiêu dùng trong nước qua từng quý (IMF - IFS). với CPIt là chì số giá
điều chình cùa kì t và CPIt1 là chỉ sơ' giá điều chỉnh của kì t - 1. Ty lệ lạm phát
= [(CPI, - CPItl)/CPIt..|]*100%.

Nguồn: Tồng hỢp của tác già.

Số 202+203 Ị Tháng 01+02.2023 I TẠP CHÍ KINH TẾ VÀ NGÂN HÀNG CHÂU Á 11

LIỆU NGÂN HÀNG TRUNG ƯƠNG có PHẢN ỨNG VỚI CÁC THAY ĐỔI CỦA LẠM PHÁT? KIỀM ĐỊNH BẰNG LÃI SUẤT CHÍNH SÁCH

Trong đó: y - vec tơ của biến kiểm soát; lạm phát kỳ vọng và độ lệch sản lượng. Tham
x - vec tơ của biến trạng thái; £l+í - véc tơ số K được gọi là độ dốc của đường cong

của các cú sốc; G - ma trận chính sách; H - Phillips, xác định mức độ lạm phát phụ thuộc
ma trận chuyển tiếp; và M - đường chéo và vào độ lệch sản lượng và K là thước đo của sự
chứa độ lệch chuẩn của các cú sốc. yt được phụ thuộc đó.
chia thành phẩn biến kiểm sốt có quan
sát được và phấn khơng quan sát được, yt = Phương trình (ygap_vn) được gọi là
(y , y ). Các biển kiểm soát quan sát được phương trình Euler, phương trình xác định độ
liên quan đến các biến kiểm sốt thơng qua lệch sản lượng là sự kết hợp của độ lệch sản
phương trình: lượng kỳ vọng, lãi suất thực và biến trạng thái
gt. Đổng thời, phương trình cho thấy có quan
yllt=Dy hệ đổng biến với độ lệch sản lượng kỳ vọng {Et
(x ,)} và biến trạng thái gt, nghịch biến với lãi
Trong đó: D - ma trận lựa chọn. Chỉ các suất thực {rt - Et(nt+1) -zt}.
biến quan sát được đóng vai trị ước lượng
hối quy trong mơ hình. Số lượng các biến Cuối cùng, phương trình (r_vn) xác định
kiểm sốt quan sát được trong mơ hình có lãi suất là sự kết hợp tuyến tính của lạm phát
thể giống với số lượng các phương trình và biến trạng thái ut, biểu thị hành vi của
trạng thái và bao gổm các cú sốc với hệ NHTW. Đây cũng được gọi là quy tắc Taylor
phương trình: (1993) xác định lãi suất là sự kết hợp tuyến
tính của lạm phát và biến trạng thái ut. Các
inf_vnt = P*Et(inf_vnt+1) + K*ygap_vnt biến trạng thái được mơ hình hóa dưới dạng
các quy trình tự hổi quy bậc nhất. Biến trạng
ygap_vnt = E*(ygap_vn+1) - {r_vnt - thái ut là độ lệch của r_vnt so với giá trị cân
bằng của y/p,. Biến trạng thái gt cũng là độ
Et*(inf_vnt+1) - gt} lệch của ygap_vnt so với giá trị cân bằng của
nó. Hệ số chiết khấu p (beta) có hai vai trị
r_vnt = \|/*inf_vn + ut (3) trong mơ hình trên. Nó biểu thị mối liên hệ
giữa độ lệch lạm phát hiện tại với độ lệch lạm
Ut+1 - PuUt+ J+1 phát kỳ vọng và độ lệch lãi suất với độ lệch lạm
gt+1 = pggt + ^+1 phát. Tham số K (kappa) được gọi là hệ số góc
của đường cong Phillips và được dự đoán là

Các phương trình này bao gổm các biên đổng biến. Tham số (3 là hệ số chiết khấu thể
trạng thái, biến kiểm soát và kỳ vọng của giá hiện mức độ thay đổi của giá trị kỳ vọng so với
trị tương lai của các biên kiểm soát và các cú giá trị hiện tại. Tham số l// (psi) đo lường mức
sốc. Các biến nội sinh được gọi là biến kiểm độ mà lãi suất phản ứng với các chuyển động
soát và các biên ngoại sinh được gọi là biến của lạm phát.
trạng thái. Biến ygap_vn t biểu thị độ lệch sản
lượng. Độ lệch sản lượng đo lường sự khác biệt Các biến nội sinh ygap_vnt, inf_vnt &
giữa sản lượng thực tế và sản lượng tiếm năng r_vnt bị tác động bởi hai biến ngoại sinh ut
được tính tốn thơng qua bộ lọc HP filter. Ký & gt. Vẽ mặt lý thuyết, gt là lãi suất tự nhiên
hiệu Et(xt+xác định kỳ vọng trong tương lai, (Orphanides & Williams, 2003). Biến số
có điếu kiện dựa trên thơng tin có sẵn tại thời ngoại sinh ut ghi lại tất cả các chuyển động
điểm t, của độ lệch sản lượng trong khoảng của lãi suất phát sinh từ các yếu tố khác với
thời gian t + 1. Lãi suất danh nghĩa là r_vnt và chuyển động của lạm phát, đây được xem là
tỷ lệ lạm phát là inf_vn. cú sốc của CSTT. Hai biến ngoại sinh được
mơ hình hóa:
Phương trình (inf_vn) được gọi là đường
cong Phillips hay phương trình giá cả, phương
trình xác định lạm phát tạo sự kết hợp giữa

12 TẠP CHÍ KINH TẾ VÀ NGÂN HÀNG CHÂU Á ị Tháng 01+02.2023 I số 202+203

NGUYÊN HOÀNG CHUNG

UM = Puut+£t+t (4) 4. Kết quả nghiên cứu

êi+i ~ pgêt 4 Ặ+l Hệ số góc của đường cong Phillips - tham
số {kappa} được ước tính là dương. Hệ số của
Trước khi thực hiện phân tích chính sách, lạm phát trong phương trình lãi suất có giá trị
nghiên cứu thực hiện gán giá trị cho các tham ước lượng là 2,65, có nghĩa là NHNN được kỳ
sỗ. Nghiên cứu sẽ ước tính các tham số của vọng tăng lãi suất khoảng 2,65 lẩn cho một lần

mơ hình trên bằng cách sử dụng dữ liệu của thay đổi tăng lên của lạm phát. Cả hai biến
Việt Nam vê' lạm phát và lãi suất với dsge trạng thái ut và gt được ước tính là ổn định,
trong Stata 15. Cú sốc 6^ và tham gia vào với hệ số ước lượng hổi quy lấn lượt là 0,47
hệ phương trình thơng qua các phương trình và 0,88.
trạng thái của các biến tương ứng. Mặc định,
cú sốc liên quan đến mỗi phương trình trạng 4.1. Ma trận chính sách và ma trận chuyển
thái. Số cú sốc phải tương đương với số biến đổi
kiểm soát quan sát được trong mơ hình.
Các nhân tố của ma trận chính sách cho
3.3. Khai báo biến thấy phản ứng của các biến kiểm soát đối với
Nghiên cứu thiết lập mơ hình bằng cách việc thay đổi tăng 1 đơn vị của biến trạng thái.

ước lượng dữ liệu về độ lệch sản lượng, lãi 4.2. Ma trận chính sách
suất và tỷ lệ lạm phát của Việt Nam. Trong Khi ut tăng làm giảm mức độ lạm phát
mơ hình cân bằng động ngẫu nhiên tổng qt,
có hai biến kiểm sốt có thể quan sát được là thấp hơn giá trị cân bằng của nó trong ngắn
lạm phát và LSCS tương ứng mơ hình có hai hạn. Sự thay đổi này làm giảm độ lệch sản
cú sốc. Các biến đã được điểu chỉnh và kiểm lượng và giảm lãi suất (hoặc có thể khơng có ý
định tính dừng. Để kiểm định tính dừng, nghĩa thống kê).
nghiên cứu sử dụng kỹ thuật tương tự Nguyễn
Hoàng Chung (2020) để kiểm định nghiệm Một sự gia tăng của gt làm tăng mức độ
đơn vị với kết quả các biến vĩ mơ đểu có chuỗi lạm phát cao hơn giá trị cân bằng của nó trong
số liệu dừng. ngắn hạn. Sự thay đổi này cũng làm tăng độ
lệch sản lượng và lãi suất. Bởi vì các biến trạng
thái không tương quan với nhau, các nhân tố

Bảng 2: Kết quả nghiên cứu ước lượng mơ hình cân bằng động ngẫu nhiên tổng quát

Sample: 2000q1-2020q4 Số quan sát = 84
Log likelihood = -282,15166

[/structural]beta = 0,96

Các tham số Hệ sô hồi quy Độ lệch chuẩn p>|z|
cấu trúc

beta 0,96 (Đã thiết lập ràng buộc) 0,110

kappa 0,6685 0,4179 0,004

psi 2,6588 0,9238 0,000

rhou 0,4733 0,0949 0,000

rhog 0,8811 0,0492

sd(e.u) 3,7165 1,3437

sd(e.g) 0,8092 0,1447
Nguồn: Tổng hỢp và tính tốn của tác giả.

Số 202+203 I Tháng 01+02.2023 I TẠP CHÍ KINH TỂ VÀ NGẦN HÀNG CHÂU Á 13

LIỆU NGÂN HÀNG TRUNG ƯƠNG có PHẢN ỨNG VỚI CÁC THAY ĐỔI CỦA LẠM PHÁT? KIỂM ĐỊNH BẰNG LÃI SUẤT CHÍNH SÁCH

Bảng 3: Ma trận chính sách theo Bảng 5: Kết quả sự ổn định của mơ hình
phương pháp delta

Đặc tính mơ tà Giá trị riêng

Hệ SÔ Độ lệch p>|z| Ổn định 0,4733

hồi quy chuẩn

inf_vn Ổn định 0,8812

u -0,3823 0,1245 0,002 Không ổn định 1,369

g 0,5540 0,2829 0,050 Không ốn định 1,369
ygap_vn
Không ồn định 1,369

u -0,3120 0,2064 0,131 Nguồn: Tồng hỢp và tính tốn của tác già.

g 0,1276 0,1205 0,290 Mơ hình ổn định khi số lượng giá trị riêng
r_vn ổn định cân bằng với số lượng biến trạng thái,
các giá trị ban đẩu có hai giá trị ổn định. Như
u -0,0166 0,0396 0,675 vậy, kết quả ước lượng trên có thể được sử
dụng để phân tích phản ứng xung và dự báo
g 1,4730 0,2450 0,000 chính sách.

Nguồn: Tổng hỢp và tính tốn của tác già.

của ma trận chuyển đổi là các tham số cố định 4.4. Thực hiện dự báo trước một bước
trong mơ hình. Theo Hình 1 và 2, nghiên cứu thực hiện

4.3. Ma trận chuyên đổi của các biến trạng các dự báo một bước cho lạm phát và lãi suất,
thái

Các biến trạng thái phụ thuộc lẫn nhau
khi các biến trạng thái phụ thuộc vào các biến
kiểm soát, các vec tơ trạng thái. Theo đó, dsge

biểu thị giá trị đầu tiên được dùng trong các
giải pháp tức thời, nó cho thấy các cảnh báo
biểu thị mơ hình khơng thể giải các giá trị bởi
hàm ý rằng mơ hình khơng có tính ổn định

Bảng 4: Ma trận chuyển đổi của các Nguồn: Tổng hỢp và tính toán của tác già.
biến trạng thái theo phương pháp delta
Hình 1: Dự báo đối với lạm phát
Hệ SÔ hồi Độ lệch p>|z|
quy chuẩn Nguồn: Tổng hỢp và tính tốn của tác giả.

F.U Hình 2: Dự báo đối với lãi suất

u 0,4733 0,0949 0,000

g 0,0949 1,21e-11 1,000

F.g

u 0 0

g 0,8811 0,0492 0,000

Sai số chuẩn báo cáo các giá trị ràng buộc của

ma trận chuyền đổi bị thiếu.
Nguồn: Tồng hợp và tính tốn của tác già.

14 TẠP CHÍ KINH TẾVÀ NGÂN HÀNG CHÂU Á ! Tháng 01+02.2023 I số 202+203

NGUYỄN HOÀNG CHUNG

2000q1 2005q1 2010q1 2015q1 2020q1 Nguồn: Tồng hợp và tính tốn của tác già.
qdate
Hình 4: Phản ứng xung của lạm phát
Nguồn: Tồng hỢp và tính tốn của tác giả. (ỉnf_vn)

Hình 3: ước lượng biến trạng thái khơng Nguồn: Tồng hỢp và tính tốn cùa tác giả.
quan sát được
Hình 5: Phản ứng xung của LSCS (r_vn)
diễn biến số liệu dự báo có xu hướng phù hợp
với số liệu thực tế.

ước lượng biến trạng thúi không quan sát
được

Biến kiểm sốt quan sát được (Hình 3)
được dẩn xuất từ hai biến trạng thái không
quan sát được.

4.5. Phản ứng xung Nguồn: Tồng hỢp và tính tốn của tác già.
Nghiên cứu sử dụng mơ hình để đánh giá
Hình 6: Phản ứng xung của biến trạng
ảnh hưởng của sự thay đổi bất ngờ trong lãi thái tiền tệ (u)
suất đối với lạm phát và độ lệch sản lượng.
Theo đó, một sự thay đổi bất ngờ trong lãi suất 0 12 3 4
được mô tả như một cú sốc đối với phương
trình ut. Theo ngơn ngữ của mơ hình, cú sốc Nguồn: Tồng hợp và tính tốn của tác giả.
này thể hiện CSTT thắt chặt.
Hình 7: Phản ứng xung của độ lệch sàn

Phản ứng xung là một loạt các giá trị lượng (ygap_vn)
của các cú sốc trong Hình 4 đến Hình 7:
(1,0,0,0,0,...). Sau đó, cú sốc truyển dẫn vào Đồ thị phản ứng xung động biểu thị phản
các biến trạng thái của mơ hình, dẫn đến sự ứng của các biến mơ hình đổi với cú sốc một
gia tăng của uf Từ đó, sự gia tăng ut dẫn đến độ lệch chuẩn. Mỗi hình là phản ứng của một
sự thay đổi trong tất cả các biến kiểm sốt của
mơ hình. Hàm phản ứng xung động cho thấy
ảnh hưởng của một cú sốc lên các biến mơ
hình, có tính đến tất cả các mối quan hệ qua
lại giữa các biến có trong mơ hình.

Nghiên cứu xây dựng và vẽ biểu đó phản
ứng xung (IRF), trong đó irf set đặt tệp IRF
sẽ lưu giữ các phản hổi xung, irf create tạo ra
một tập hợp các phản ứng xung trong tệp IRE

số 202+203 I Tháng 01+02.2023 [ TẠPCHÍKINHTẾ VÀ NGÂN HÀNG CHÂUÁ 15

LIỆU NGÂN HÀNG TRUNG ƯƠNG có PHÀN ỨNG VỚI CÁC THAY ĐỔI CỦA LẠM PHÁT? KIỀM ĐỊNH BẰNG LÃI SUẤT CHÍNH SÁCH

Nguồn: Tồng hỢp và tính tốn của tác già.

Hình 8: Mơ tả các cú sốc của các biến vĩ mơ

biến đối với cú sốc. Hình 6 (data2021, u, u) Để thiết lập dự báo, nghiên cứu thiết lập mô
hiển thị phản hổi của biến trạng thái tiền tệ hình dự báo, tiếp đến ước lượng dsge sang mô
hay cú sốc lãi suất tăng, ut. Ba hình cịn lại hiển hình dự báo (dsge_est) và cuối cùng là tạo ra
thị phản ứng của lạm phát, lãi suất và độ lệch dự báo động bắt đầu từ quý đẩu tiên (2018ql)
sản lượng. Lạm phát tại Hình 4 (data2021, u, theo lựa chọn (forecast solve).
inf_vn) cho thấy lạm phát giảm do tác động

của cú sốc. Phản ứng xung của lãi suất trong Mơ hình dự báo mà lạm phát được làm
Hình 5 (data2021, u, r_vn) là tổng có trọng số mượt giá trị dài hạn, ngoài ra nghiên cứu có
của phản ứng xung của lạm phát và LSCS. Lãi thể dự báo trong suốt quá trình mà các quan
suất tăng khoảng một nửa của một điểm phần sát có sẵn. Giả định bắt đầu bằng quý 1/2018,
trăm và độ lệch sản lượng giảm xuống. Do đó, nghiên cứu bắt đẩu dự báo động bằng cách
mơ hình dự đốn rằng sau khi thắt chặt tiền so sánh lạm phát giai đoạn 2018-2020 với
tệ lạm phát có xu hướng giảm và độ lệch sản các quan sát thực trong giai đoạn đó. Hình 9
lượng giảm. Theo thời gian, ảnh hưởng của cú cũng biểu thị lạm phát quan sát và dự báo. Kết
sốc sẽ tắt dần dao động. Bên cạnh đó, nghiên quả dự báo thể hiện xu hướng ổn định của
cứu sử dụng hàm irf để đánh giá tác động của lạm phát trong những năm tiếp theo nhưng
cú sốc chính nó và biến kiểm sốt của mơ hình. nó khơng dự báo các giá trị sai biệt quanh xu
hướng ổn định này.
Tất cả biến của mơ hình đều phản ứng
dương đối với cú sốc đối với g (lãi suất). Đối 5. Kết luận
với hấu hết các biến đểu tăng lên trong ngắn
hạn, và sau đó quay trở lại giá trị dài hạn trong Kết quả nghiên cứu thực sự củng cố các mô
12 kỳ (khoảng ba năm). phỏng về nền kinh tế quy mô nhỏ với các chủ
thê’ trong hệ thống tài chính. Kết quả phù hợp
4.6. Dự báo chính sách với cơ sở lý thuyết khi bằng chúng thực nghiệm
Dự báo cho ba năm tiếp theo hoặc 12 quý. cho thấy một CSTT thắt chặt sẽ kiếm chế được
lạm phát và làm thu hẹp độ lệch sản lượng. Như

16 TẠP CHÍ KINH TẾVÀ NGÂN HÀNG CHÂU Á i Tháng 01+02.2023 l số 202+203

NGUYỄN HOÀNG CHUNG

— 2005q1 2010q1 2015q1 2020q1 2025q1
2000q1 I------

qdate

2000q1 2005q1 201Oq1 2015q1 2020q1 inf vn - inf vn (dsgemodel d2) I
qdate

Nguồn: Tổng hỢp và tính tốn cùa tác giả.

Hình 9: Quá trình dự báo cho ba năm tiếp theo hoặc 12 quý

vậy, nghiên cứu đã ứng dụng được việc ước thực nghiệm trong nghiên cứu chính sách kinh
lượng hệ phương trình đại diện cho mơ hình tế vĩ mơ. Mặt khác, nghiên cứu cịn một số hạn
DSGE trong phân tích CSTT thơng qua cơng chế khi chưa truyển tải được yếu tố nền kinh tế
cụ lãi suất và biên số lạm phát cũng như bước mở thơng qua việc bổ sung tỷ giá hối đối vào
đẩu dự báo biến động của các biến số này trong mơ hình nghiên cứu do hệ phương trình của
tương lai ngắn. Điêu này có ý nghĩa rất quan mơ hình DSGE trong nghiên cứu là tuyến tính
trọng góp phần vào việc chủ động hồn thiện khơng phải dạng phi tuyến có phương trình
các cơng cụ hoạch định chính sách của NHNN, biểu diễn tương quan biến số đại diện nền kinh
hoạch định chiến lược kinh doanh của các ngân tê mở và các biến số vĩ mơ cịn lại. Ngồi ra, hạn
hàng thương mại, kế hoạch đầu tư sản xuất kinh chế này đến từ phẩn mềm kinh tế lượng nghiên
doanh của các doanh nghiệp và việc phân bổ cứu sử dụng chưa thể đáp ứng mơ hình DSGE
danh mục đầu tư cho các nhà đẩu tư tài chính dạng phi tuyến. Do đó, hạn chế này sẽ được
cũng như góp phẩn hồn thiện bằng chứng thực hiện trong các nghiên cứu tiếp theo.

Tài liệu tham khảo

Araujo, E. (2015). Monetary policy objectives and moneys role in U.S. business cycles. Journal of
Macroeconomics, 45, 85-107.

Arrow, K. J. & Debreu, G. (1954). The existence of an equilibrium for a competitive economy.
Econometrica, 22(3), 265-290.

An, s., & Schorfheide, E (2007). Bayesian analysis of DSGE models. Economic Review. 26(2-4),
113-172. doi: 10.1080/07474930701220071.

Andersson, M., Dillén, H., & Sellin, p. (2006). Monetary policy signaling and movements in the
term structure of interest rates. Journal of Monetary Economics, 53(8), 1815-1855. doi: .
org/10.1016/j.jmoneco.2006.06.002.

Bernanke, B. s., & Blinder, A. s. (1988). Credit, money, and aggregate demand. American
Economic Review, 78,435-439. 1)70055-9

Berg, A., Karam, p. & Laxton, D. (2006). Practical model - Based monetary policy analysis - A
how to guide. IMF Working paper, WP/06/81.

SỐ 202+203 I Tháng 01+02.2023 I TẠP CHÍKINHTẾVÀ NGÂN HÀNG CHÂU Á 17

LIỆU NGÂN HÀNG TRUNG ƯƠNG có PHẢN ỨNG VỚI CÁC THAYĐỔI CỦA LẠM PHÁT? KIỂM ĐỊNH BẰNG LÃI SUẤT CHÍNH SÁCH

Chen, s. s. (2010). DSGE Models and Central Bank Policy Making: A Critical Review. Department
of Economics National Taiwan University, National Taiwan University.

Christiano, L. J., Eichenbaum, M. & Evans, c. L. (2005). Nominal rigidities and the dynamic
effects of a shock to monetary policy. Journal ofPolitical Economy, 113(1), 1-45.

Clarida, R., Gali, J. & Gertler, M. (1999). The Science of Monetary Policy: A Keynes mới
Perspective. Journal of Economic Literature, 37(4), 1661-1707.

Clarida, R., Gali, J. & Gertler, M. (2000). Monetary Policy Rules and Macroeconomic Stability:
Evidence and Some Theory. Quarterly Journal ofEconomics, 115(1), 147-180.

Cogley, T. & Sargent, T. J. (2005). Drifts and volatilities: monetary policies and outcomes in the

post WWII US. Review ofEconomic Dynamics, 8(2), 262 - 302.

Dang, V. D., & Huynh, J. (2020). Holdings of sovereign bonds by commercial banks in Vietnam.
Cogent Economics dr Finance, 8(1), 1818409. />
Dang V. D. & Nguyen H. c. (2021). Bank Liquidity Hoarding Strategies in Uncertain Times: New
Evidence from an Emerging Market with Bank-level Data. Organizations and Markets in Emerging
Economies, 12(2), 377-398. doi: 10.15388/omee.2021.12.61.

Dang, V. D„ & Nguyen, H. c. (2022). Monetary stimulus and bank liquidity hoarding in an
emerging market. Asian Academy ofManagement Journal ofAccounting and Finance, 18(1), 133-161.
2022.18.1.6

Del Negro, M., & Schorfheide, E (2004). Priors from general equylibrium models for VARs.
International Economic Review, 45(2), 643-673.

Del Negro, M. & Schorfheide, F. (2006). How good is what you’ve got? DSGE-VAR as a toolkit for
evaluating DSGE models. Economic Review, 91(2), 21-37.

Del Negro, M. & Schorfheide, F. (2009). Inflation dynamics in a small openeconomy model under
inflation targeting: some evidencefrom Chile. Federal Reserve Bank of New York Staff Reports, No. 329.

Dizioli, A. & Schmittmann, J. (2015). A macro-model approach to monetary policy analysis and
forecasting for Vietnam. IMF Working Papers, WP/15/273.

Edge, R. M„ Kiley, M„ & Laforte, J. p. (2010). A comparison of forecast performance between
Federal Reserve staff forecasts, simple reduced-form models, and a DSGE model. Journal ofApplied
Econometrics, 25(4), 720 - 754.

Fernandez-Villaverde, J., Rubio-Ramiez, J. E, & Schorfheide, F. (2016). Solution and Estimation
Methods for DSGE Models. NBER Working paper, 21862.

Franklin, A., & Gale, D. (2000). Comparingfinancial systems. Cambridge, MAI.
Gali, J. & Monacelli, T. (2005). Monetary Policy and Exchange Rate Volatility in a Small Open
Economy. Review of Economic Studies, 72, 707-734.
Hodrick, R. J„ & Prescott, E. c., (1997). Postwar U.S. Business Cycles: An Empirical Investigation.
Journal ofMoney, Credit and Banking, 29(1), 1-16.
Hodge, A., Robinson, T. & Stuart, R. (2008). A small BVAR-DSGE model for forcasting the
Australian Economy. RBA Research Discussion Paper, 2008-04.
Ingram, B. E, &whitemanm, c. H. (1994). Supplantingthe minnesotaprior- forecastingmacroeconomic
time series using real business cycle model priors. Journal ofMonetary Economics, 34(3), 497-510.
Kim, s. & Mehrotra, A. (2016). Maintaining price and financial stability by monetary and
macroprudential policy - Evidence from Asia and the Pacific”, BIS Working Papers, 88,17 -28.
Koller, D. & Friedman, N. (2009). Probabilistic Graphical Models: Principle and Techniques. MIT
Press, Cambridge.

18 TẠP CHÍKINHTẾVÀ NGÂN HÀNG CHÂU Á I Tháng 01+02.2023 I số 202+203

NGUYỄN HOÀNG CHUNG

Kydland, E E. & Prescott, E. c. (1982). Time to build and aggregate fluctuations. Econometrica,
50(6), 1345-1370.

Leu, s. c. Y. (2011). A New Keynesian SVAR model of the Australian economy. Economic
Modelling, 28(1), 157 - 168.

Lewis, V., & Poilly, c., (2012). Firm entry, markups and the monetary transmission mechanism.
Journal ofMonetary Economics, 2012,59(7), 670-685.

Lý Hoàng Ánh & Lê Thị Mận (2012). CSTT. Nhà xuất bản Đại học Quốc gia TP. Hỗ Chí Minh.
Orphanides, A. & Williams, J. c. (2003). Robust monetary policy rules with unknown natural

rates. Brookings Papers on Economic Activity, 2, 63-145.
Laxton, D., & Freedman c. (2009). Why Inflation Targeting? IMF Working paper WP/09/86.
Internationnal Monetary Fund
Lubik, T. A., & Schorfheide, F. (2007). Do central banks respond to exchange rate movements? A
structural investigation. Journal ofMonetary Economics, 54(4), 1069-1087.
Lucas, R. E. (1976). Econometric Policy Evaluations: A Critique. Carnegie - Rochester Conference
Series on Public Policy. Elsevier Science Publishers B. V (North - Holland), 1983.
Mankiw, N. G. & Taylor, M. p. (2011). Macroeconomics. South-Western, Cengage Learning.
Mishkin, F. s. (2011). Monetary policy strategy: lessonsfrom the crisis. NBER Working Paper.
Mishkin, F. s. (2012). The Economics ofMoney, Banking and Financial Markets: Pearson Education.
Nguyễn Đức Trung (2016). ững dụng mơ hình cân bằng động ngẫu nhiên tổng quát trong phân
tích tổng cẩu của nẽn kinh tế Việt Nam. Tạp chí Khoa học & Đào tạo ngán hàng, 167,17-19.
Nguyễn Đức Trung & Nguyễn Hồng Chung (2017). Mơ hình dự báo cho nến kinh tế nhỏ và mở
của Việt Nam. Phương pháp tiếp cận: BVAR-DSGE. Tạp chí Phát triển Kinh tế, 28(10), 05-38.
Nguyễn Đức Trung & Nguyễn Hồng Chung (2018). Phân tích cú sốc CSTT đối với nền kinh tế
Việt Nam - tiếp cận bằng mô hình Keynes mới theo kỳ vọng hợp lý. Tạp chí Công Nghệ Ngân hàng
150, 8-34.
Nguyễn Hồng Chung (2020). Đánh giá khả năng phân tích chính sách và dự báo của mơ hình Keynes
mới. Phương pháp tiếp cận SVAR và BVAR-DSGE. Tạp chí Khoa học Thương mại, 142/2020,11 -24.
Nguyễn Phúc Cảnh (2014). Truyển dẫn của CSTT qua kênh giá tài sản tài chính: Nghiên cứu thực
nghiệm tại Việt Nam. Tạp chí Phát triển & Hội nhập, 19(29), 11-18.
Nguyễn Văn Ngọc (2006). Từ điển Kinh tế học. Nhà xuất bản Đại học Kinh tế Quốc Dân.
Nguyễn Vãn Ngọc (2009). Bài giảng Kinh tế vĩ mô. Nhà xuất bản Đại học Kinh tế Quốc Dân.
Romer, D. (2000). Keynes Macroeconomics without the LM curve. Journal of Economic
Perspectives, 14(2), 149-169.
Rotemberg, J. J., & Woodford, M. (1997). An optimization-based econometric framework for the
evaluation of monetary policy. NBER Macroeconomics Annual, 12, 297-346.
Sbordone, A.M., Tambalotti, A., Rao, K. & Walsh, K„ (2010). Policy analysis using DSFE models:
an introduction. Economic Policy Review, 16(2), 23-43.
Sims, c. (1986). Are forecasting models usable for policy analysis? Federal Reserve Bank of

Minneapolis Quarterly Review, 10(1), 2-16
Shiller, R. J„ Campbell, J. Y„ Schoenholtz, K. L. & Weiss, L. (1983). Forward rates and future
policy: interpreting the term structure of interest rates. Brookings Papers on Economic Activity,
1983(1), 173-223.
Smets, F. & Wouters, R. (2002). An estimated dynamic stochastic general equilibrium model of
the Euro area. Journal of the European Economic Association, 1(5), 1123-1175.

SỐ 202+203 I Tháng 01+02.2023 I TẠP CHÍ KINHTẾVÀ NGÂN HÀNG CHÂU Á 19

LIỆU NGÂN HÀNG TRUNG ƯƠNG có PHẢN ỨNG VỚI CÁC THAY ĐỔI CÙA LẠM PHÁT? KIỂM ĐỊNH BÀNG LÃI SUẤT CHÍNH SÁCH

Smets, E & Wouters, R. (2007). Shocks and frictions in US business cycles: a Bayesian DSGE
approach. American economic review, 97(3), 586-606.

Taylor, J. B. (1993). Discretion versus policy rules in practice, in Carnegie-Rochester Conference
Series on Public Policy, 39, 195-214, North-Holland.

Toolsema, L. A., Sturm, J.-E., & de Haan, J. (2001). Convergence of Monetary Transmission in
EMU New Evidence: CESifo Group Munich.

Woodford, M. (2003). Interest and prices: Foundations of a theory of monetary policy. Princeton:
Princeton University Press.

Zheng, T. & Guo, H. (2013). Estimating a small open economy DSGE model with indeterminacy:
evidence from China. Economic Modelling, 31, 642-652.

Do Central Banks Respond to Inflation
Movements? An Interest Rate Policy
Investigation

Nguyen Hoang Chung1’’

Received: 26 October 2022 I Revised: 02 February 2023 I Accepted: 10 February 2023

ABSTRACT: This study applies the new Keynes model DSGE with a system
of equations based on a theoretical framework that reflects the behavior of
households, entrepreneurs, financial institutions, and the state bank in the real
- small economy in Viet Nam. The paper aims to clarify the impulse response
function of the macroeconomic variables by the policy shocks. Particularly,
the study uses the quarterly time-series data of the policy interest rate, the
output gap and the inflation in the 2000 - 2020 period to provide empirical
evidence of the tightened policy interest rate causing the output gap and
inflation to decrease. Finally, the study affirms that the DSGE model plays a
crucial role in analyzing and initially forecasting the changes in policy toward
sustainable and stable growth.

KEYWORDS: DSGE, the New Keynes theory, interest rate, inflation, forecasting.

JEL classification: E12, E37, E52.

El Nguyen Hoang Chung
Email:

Thu Dau Mot University;
06 Tran Van On street, Phu Hoa Ward, Thu Dau Mot City, Binh Duong Province, Viet Nam.

20 TẠP CHÍKINHTẾVÀ NGÂN HÀNG CHÂU Á I Tháng 01+02.2023 I số 202+203