Tính minh bạch trong chính sách tiền tệ và sự dẫn truyền của lãi suất bán lẻ

1
Tính minh bạch trong chính sách tiền tệ và sự dẫn
truyền của lãi suất bán lẻ
2
Tóm tắt
Bài nghiên cứu này kiểm tra mức độ truyền dẫn và tốc độ điều
chỉnh của lãi suất bán lẻ trong phản ứng với những thay đổi trong lãi
suất cơ bản ở New Zealand trong giai đoạn 1994-2004. Chúng tôi xem
xét ảnh hưởng của sự minh bạch chính sách và cấu trúc tài chính lên hệ
thống truyền dẫn tiền tệ. New Zealand là quốc gia OECD đầu tiên áp dụng cơ chế lạm phát mục tiêu toàn phần với các
quy định về trách nhiệm và tính minh bạch cụ thể. Sự minh bạch chính sách được tăng cường hơn bởi sự thay đổi mục
tiêu hoạt động từ số lượng (cơ chế thanh toán bù trừ) sang mục tiêu giá cả (lãi suất) trong năm 1999. Sử dụng ước tính
Phillips- Loretan của hồi quy đồng liên kết chúng tôi thấy không phải tất cả lãi suất bán lẻ truyền dẫn hoàn toàn trong
dài hạn. Kết quả của chúng tôi cũng chỉ ra rằng sự ra đời của lãi suất vay qua đêm (OCR) đã làm gia tăng mức dẫn
truyền của lãi suất thả nổi và lãi suất tiền gửi nhưng không làm tăng mức truyền dẫn của lãi suất thế chấp cố định. Phù
hợp với một số nghiên cứu trước, chúng tôi tìm thấy rằng sự truyền dẫn tức thời của lãi suất thị trường tới lãi suất bán lẻ
là không hoàn toàn. Mặc dù chúng tôi không phát hiện các bằng chứng thống kê trong phản ứng của lãi suất bán lẻ tới sự
thay đổi của lãi suất thị trường khác hơn đối với lãi suất cho vay kinh doanh trong giai đoạn trước sự ra đời của OCR, sự
khác biệt trong độ lớn của độ trễ điều chỉnh trung bình chỉ ra rằng các ngân hàng xuất hiện để góp phần làm giảm lãi
suất thế chấp cố định nhanh hơn. Nhìn chung, kết quả của chúng tôi xác nhận rằng lãi suất chính sách tiền tệ đã ảnh
hưởng nhiều đến lãi suất ngắn hạn và tính minh bạch gia tăng đã giảm biến động của công cụ và tăng cường hiệu quả
của chính sách.
CHƯƠNG 1: GIỚI THIỆU
DANH SÁCH NHÓM 6
1 Trần Trung Hiếu
2 Lê Huỳnh Sơn
3 Nguyễn Đan Thanh
4 Nguyễn Thị Thanh Huyền
3
Trong khi có một số lượng lớn các nghiên cứu về truyền dẫn chính sách tiền tệ thì quá trình truyền dẫn lãi suất
bán lẻ gần như chưa được nghiên cứu nhiều đến thời điểm nghiên cứu bài này. Các nghiên cứu trước đây về hệ thống

truyền dẫn của chính sách tiền tệ cho rằng có sự truyền dẫn ngay lập tức và hoàn toàn từ sự thay đổi của lãi suất chính
thức vào lãi suất bán lẻ ngân hàng (ví dụ, Bernanke và Gertler, 1995; Kashyap và Stein, 2000; Altunbass và cộng sự,
2002). Tuy nhiên, các nghiên cứu gần đây chỉ ra rằng sự truyền dẫn có thể không hoàn toàn và tốc độ điều chỉnh có thể
chậm chạp. Sự truyền dẫn và tốc độ điều chỉnh cũng có thể khác nhau giữa các định chế tài chính và giữa các sản phẩm
tài chỉnh, nghĩa là tốc độ truyền dẫn tiền tệ có thể khác nhau giữa các phân khúc khác nhau của ngành ngân hàng (xem
Cottarelli và Kourelis, 1994; Mojon, 2000; Bondt, 2002; Hofmann và Mizen, 2004). Hơn nữa, một số nghiên cứu chỉ ra
rằng tốc độ điều chỉnh có thể bất đối xứng (xem Chong và cộng sự, 2006; Kleimeier và Sander, 2006).
Trong hoàn cảnh của New Zealand, nơi chúng tôi thực hiện nghiên cứu, Espinosa- Vega và Rebucci đã phân tích,
giữa các quốc gia khác nhau, sự truyền dẫn từ lãi suất vay qua đêm liên ngân hàng tới lãi suất tiền gửi (huy động và 6
tháng) và bình quân gia quyền của lãi suất cho vay kinh doanh. Họ chỉ ra rằng trong dài hạn truyền dẫn là không hoàn
toàn và đưa ra một độ trễ điều chỉnh trung bình khoảng 2 tháng cho cả 3 loại lãi suất. Tripe và cộng sự (2005) đã xem
xét ảnh hưởng của sự ra đời lãi suất vay qua đêm (OCR), một lãi suất tiêu chuẩn được kiểm soát bởi chính sách, vào thị
trường tiền tệ và lãi suất cho vay cá nhân ở New Zealand. Họ quan sát thấy rằng sự ra đời của OCR đã làm giảm biến
động của cả lãi suất bán lẻ và cho vay cá nhân. Hơn nữa, họ chỉ ra rằng mức độ truyền dẫn trong dài hạn từ lãi suất thị
trường tiền tệ tới lãi suất thế chấp thả nổi tăng lên trong giai đoạn sau khi đưa ra OCR. Tuy nhiên, họ cũng nhận ra rằng
đối với lãi suất thế chấp cố định với kỳ hạn 1, 2, 3 năm, mức độ truyền dẫn trong dài hạn giảm nhẹ sau khi OCR xuất
hiện. Tripe và cộng sự (2005) đã không kiểm tra tính động trong ngắn hạn giữa lãi suất thị trường tiền tệ và lãi suất thế
chấp trong khi đó Espinosa-Vega và Rebucci (2003) đã không xem xét liệu sự điều chỉnh có bất đối xứng hay không.
4
Các tài liệu thực nghiệm về truyền dẫn hiện tại có 2 thiếu sót lớn. Thứ nhất, nó không đưa vào tính toán sự ảnh
hưởng của những thay đổi trong kỳ vọng tương lai trong lãi suất thị trường khi kiểm tra mối quan hệ trong dài hạn giữa
lãi suất bán lẻ và lãi suất thị trường. Thứ hai, phương pháp Engle – Granger được sử dụng rộng rãi không thừa nhận các
kết luận có giá trị được rút ra đối với mức độ truyền dẫn dài hạn sử dụng lý thuyết phân phối chuẩn.
Nghiên cứu này đóng góp vào việc nghiên cứu hệ thống truyền dẫn chính sách tiền tệ bằng cách áp dụng phương
pháp của Phillips và Loretan (1991) để đánh giá mức độ truyền dẫn và tốc độ điều chỉnh của lãi suất bán lẻ khi lãi suất
tiêu chuẩn thay đổi ở New Zealand. Chúng tôi phân tích 3 vấn đề sau: thứ nhất, chúng tôi xem xét trong dài hạn truyền
dẫn của lãi suất thị trường tiện tệ tới các loại lãi suất bán lẻ khác nhau, ví dụ như lãi suất tiền gửi, lãi suất cho vay bao
gồm lãi suất cho vay cơ bản và lãi suất thể chấp với các kỳ hạn khác nhau. Thứ hai, chúng tôi xem xét truyền dẫn và tốc
độ điều chỉnh trong ngắn hạn của lãi suất bán lẻ để sự thay đổi trong lãi suất thị trường, sử dụng một mô hình hiệu chỉnh
sai số cấu trúc (SEC) để kiểm định liệu tốc độ điều chỉnh là đối xứng hay không. Phương pháp Philips-Loretan (PL)

cung cấp một cách thức hiệu quả và chắc chắn để ước tính các thông số dài hạn đưa vào kỳ hạn hiệu chỉnh sai số của mô
hình SEC. Lần lượt các kỳ hạn hiệu chỉnh sai số đóng vai trò chính trong việc mô tả tính động của các điều chỉnh trong
ngắn hạn trong lãi suất bán lẻ tới sự thay đổi trong lãi suất thị trường. Thứ ba, chúng tôi kiểm tra liệu sự gia tăng trong
tính minh bạch của chính sách tiền tệ quy trình hoạt động như kết quả của sự chuyển đổi từ mục tiêu số lượng (thanh
toán bù trừ) tới mục tiêu giá cả (lãi suất) có ảnh hưởng tới sự truyền dẫn và tốc độ điều chỉnh của lãi suất. Chúng tôi kỳ
vọng rằng, bằng cách quản lý trực tiếp lãi suất tiền mặt qua đêm cơ quan có thẩm quyền tiền tệ sẽ có thể ảnh hưởng hiệu
quả hơn tới cả mức độ lãi suất ngắn hạn khác và chế độ tiện tệ mở rộng hơn (xem Ngân hàng dự trữ của New Zealand,
1999).
5
Vào tháng 3/1999, có một sự chuyển đổi lớn trong hệ thống kiểm soát tiền tệ ở New Zealand, một sự thay đổi từ
mục tiêu số lượng (cơ chế thanh toán bù trừ) và hướng tới thiết lập lãi suất tiền mặt chính thức dựa trên giá cả. Mặc dù,
dưới cả 2 cơ chế này, truyền dẫn chính sách tiền tệ chủ yếu hoạt động thông qua lãi suất, vấn đề đặt ra là liệu cơ chế
OCR sẽ ảnh hưởng hiệu quả tới mức độ và tốc độ điều chỉnh của truyền dẫn từ công cụ chính sách tới lãi suất bán lẻ và
nếu có thì mức độ ảnh hưởng như thế nào. Chúng tôi kỳ vọng rằng dưới cơ chế giá, vai trò của lãi suất trong hệ thống
truyền dẫn sẽ trở nên minh bạch hơn. Do đó, chúng tôi kỳ vọng rằng, có mối quan hệ mật thiết hơn giữa OCR và lãi suất
ngắn hạn. Hệ quả là sẽ có một sự gia tăng trong quy mô truyền dẫn và biến động lãi suất ngắn hạn sẽ gia tăng. Cân bằng
tài khoản thanh toán, khác với lãi suất (và tỷ giá hối đoái) thường không có mối quan hệ ổn định với thu nhập thông
thường hay lạm phát và thường dẫn tới biến động lãi suất cao hơn đáng kể so với mục tiêu lãi suất. Trong tất cả các
trường hợp, chúng tôi kỳ vọng rằng mục tiêu lãi suất sẽ tăng cường hơn vai trò phát tín hiệu và đòn bẩy trong việc thực
hiện chính sách. Trong thực tế, các bằng chứng cho thấy mục tài khoản tiền mặt đóng vai trò nhỏ trong việc phát tín hiệu
các mục đích chính sách hay mang đến đòn bẩy chính sách tin cậy và hiệu quả để đạt được những thay đổi định trước
trong chế độ tiền tệ (xem Ngân hang Dự trữ của New Zealand, 1999).
6
CHƯƠNG 2. TỔNG QUAN NGHIÊN CỨU TRƯỚC ĐÂY
1. Sự dẫn truyền từ lãi suất chính sách sang lãi suất thị trường và lãi suất bán lẻ
Trong chu kỳ nền kinh tế, khi NHTW điều chỉnh chính sách tiền tệ thì đồng thời làm ảnh hưởng đến lãi suất liên
ngân hang. Khi đó NHTM có thể điều chỉnh chi phí gia tăng do thay đổi này sang lãi suất bán lẻ (thể hiện ở lãi suất tiền
gửi và cho vay). Quá trình này được gọi là sự truyền dẫn lãi suất (Wang & Lee, 2009; Wang & Nguyen, 2010). Quan
điểm tương tự cũng được thể hiện trong nghiên cứu của Karagiannis và cộng sự năm 2010.
Sarno, L., Thornton, D.L., (2003) đã tìm thấy có sự ổn định đáng kể trong mối quan hệ dài hạn giữa lãi suất quỹ

liên bang (lãi suất chính sách) và lãi suất tín phiếu kho bạc (lãi suất thị trường tiền tệ) trong suốt giai đoạn nghiên cứu
mặc dù trải qua các thay đổi trong quy trình hoạt động chính sách tiền tệ.
Dan Chirleşan Marius Constantin Apostoaie (2011) đã tìm hiểu sự dẫn truyền từ lãi suất chính sách sang lãi suất
liên ngân hàng ở Romani. Theo các tác giả này, sự phản ứng của lãi suất liên ngân hàng đối với sự thay đổi trong chính
sách tiền tệ là chậm trong giai đoạn 2003-2008 và mạnh từ sau 10/2008.
Altunbas, Fazylov và Molyneux (2002) đã nghiên cứu bằng chứng về các kênh cho vay ở ngân hàng châu Âu.
Ông cho rằng, các ngân hàng thiếu vốn có xu hướng dẫn truyền nhiều hơn những thay đổi trong chính sách tiền tệ tại các
nước nhỏ trong một hệ thống liên minh kinh tế tiền tệ (EMU).
Mojon (2000) kiểm tra sự dẫn truyền ngắn hạn đến lãi suất cho vay và huy động ở 5 nước khu vực đồng tiền
chung châu Âu (Bỉ, Đức, Pháp, Tây Ban Nha và Hà Lan), giả định rằng có sự dẫn truyền hoàn toàn trong dài hạn. Ông
thấy rằng lãi suất bán lẻ phản ứng chậm đối với thay đổi trong lãi suất thị trường tiền tệ; lãi suất dài hạn phản ánh chậm
7
hơn so với lãi suất ngắn hạn, và có sự bất cân xứng trong mức độ dẫn truyền. Sự dẫn truyền đến lãi suất cho vay cao hơn
khi lãi suất thị trường đang tăng hơn là khi nó đang giảm xuống, nhưng điều ngược lại là đúng cho lãi suất tiền gởi.
Bondt (2002) kiểm tra mối quan hệ giữa lãi suất trái phiếu chính phủ và lãi suất huy động cũng như lãi suất cho
vay trên cơ sở kỳ hạn phù hợp cho khu vực Euro. Ông ta tìm thấy rằng sự dẫn truyền là hoàn toàn cho hầu hết lãi suất
cho vay nhưng không hoàn toàn lên tác động của cả lãi suất tiền gởi và một số lãi suất cho vay.
Kleimeier và Sander (2005) kiểm tra sự dẫn truyền trong thị trường bán lẻ của ngân hàng đối với khu vực đồng
Euro và thấy rằng lãi suất cho vay phản ánh nhanh hơn đối với sự thay đổi trong chính sách tiền tệ.
Chong và các cộng sự (2005) kiểm tra lãi suất huy động ở các kỳ hạn khác nhau và lãi suất cho vay ở cả ngân
hàng thương mại và công ty tài chính ở Singapore và thấy rằng định chế tài chính điều chỉnh lãi suất của họ tăng lên
chậm hơn so với điều chỉnh giảm. Họ cũng thấy rằng tốc độ điều chỉnh khác nhau qua các sản phẩm tài chính và khác
nhau giữa các ngân hàng và công ty tài chính. Họ không tìm thấy sự dẫn truyền hoàn toàn của lãi suất.
Mark A.Weth (2002) đã nghiên cứu về sự dẫn truyền từ lãi suất thị trường sang lãi suất cho vay ở Đức. Ông cho
rằng tổ chức tín dụng lớn hơn điều chỉnh lãi suất cho vay thị trường nhanh hơn tổ chức nhỏ do các tổ chức lớn tiếp cận
tốt hơn với thị trường vốn và linh hoạt thay đổi để bù đắp sự thay đổi trong lãi suất chính sách.
2. Tính minh bạch của chính sách tiền tệ
Malcolm Edey and Andrew Stone (2004) đã làm rõ nhận thức về chính sách tiền tệ cũng như sự minh bạch và
truyền thông của chính sách tiền tệ. Theo tác giả, minh bạch trong chính sách tiền tệ là một khái niệm với nhiều khía
cạnh. Nghiên cứu của Geraats (2001) đã phân loại các khía cạnh khác nhau của minh bạch thành năm loại chính: chính

trị, kinh tế, thủ tục, chính sách và hoạt động. Hơn nữa, do các loại hình này có mức độ thay thế nhau nhất định nên
8
chúng đã được Hahn (2002) chia thành ba loại đó là: minh bạch về mục tiêu, minh bạch về thông tin và minh bạch trong
hoạt động. Minh bạch về mục tiêu: liên quan đến tính minh bạch về mục tiêu tổng thể của ngân hàng trung ương, mà có
nghĩa là mở rộng mục tiêu chính sách, hơn nữa là mục tiêu hoạt động từng ngày ví dụ như duy trì lãi suất tiền
mặt qua đêm tại các mục tiêu mong muốn. Cần phân biệt rõ ràng giữa tính minh bạch của một mục tiêu chính sách nhất
định với độ chính xác mà mục tiêu đó được đưa ra. Minh bạch về thông tin: liên quan đến các thông tin mà ngân hàng
trung ương cung cấp cho công chúng nói chung về: đầu tiên, là các dữ liệu ngân hàng trung ương dựa vào để xây dựng
chiến lược nhằm đạt được mục tiêu tổng thể của nó, và thứ hai, làm thế nào nó sử dụng dữ liệu đó để đi đến mục tiêu
chiến lược cuối cùng. Minh bạch trong hoạt động: liên quan chủ yếu đến sự cởi mở của một ngân hàng trung ương
về các công cụ sử dụng để cố gắng đạt được các mục tiêu chính sách của mình và về việc sử dụng các công cụ này như
thế nào.
Guthrie và Wright (2000) đã tìm hiểu về hoạt động “Open mouth operations”. Bài viết đã trình bày một mô hình
thực hiện chính sách tiền tệ mà trong đó một khi lãi suất đi lệch ra khỏi yêu cầu của cơ quan tiền tệ, một hoạt động
“Open mouth operations” là tất cả những gì cần thiết để khôi phục lại chúng. Sau thông báo thắt chặt của RBNZ (Ngân
hàng dự trữ New Zealand), lãi suất của tất cả các kì hạn tăng. Những sự thay đổi này không phải do hoạt động của thị
trường mở. Ông lập luận rằng thông báo thắt chặt không hạ thấp mục tiêu lạm phát của RBNZ, hay gây ra lạm phát cao
hơn trong dài hạn. Thay vào đó, ông cho rằng lãi suất tăng sau thông báo thắt chặt chủ yếu là bởi vì chúng báo hiệu rằng
RBZN mong muốn một lãi suất cao hơn so với lãi suất trong thị trường lúc bấy giờ.
9
CHƯƠNG 3: PHƯƠNG PHÁP NGHIÊN CỨU
1. Dữ liệu
Chuỗi dữ liệu là lãi suất hàng tháng lấy từ hai nguồn. Lãi suất thế chấp cố định có thời hạn từ 1 – 5 năm lấy từ
ngân hàng thương mại ở New Zealand, dữ liệu về lãi suất trái phiếu, lãi suất cho vay cơ bản, lãi suất thế chấp thả nổi và
lãi suất huy động thời gian 6 tháng, OCR (lãi suất qua đêm liên ngân hàng lấy từ Ngân hàng dự trữ của New Zealand.
Thời gian mẫu là từ tháng 8 năm 1994 đến tháng 12 năm 2004, bao gồm khoảng thời gian hơn 10 năm mà chính
sách tiền tệ hoạt động bởi chính sách lạm phát mục tiêu hoàn toàn. Kích thước mẫu là 125 chuỗi lãi suất.
Trong tài liệu này, tác giả xem xét sự dẫn truyền cả trong ngắn hạn và dài hạn của các lãi suất chính sách tiền tệ
đến các loại lãi suất bán lẻ khác nhau cũng như là tốc độ điều chỉnh của các động lực ngắn hạn đến mối quan hệ cân
bằng trong dài hạn.

Mối quan hệ trong dài hạn giữa lãi suất bán lẻ và lãi suất thị trường tiêu chuẩn được thể hiện như sau:
(1) y
t
= α
0

+
α
1
x
t
+
ε

t
Trong đó: y
t
là lãi suất cho vay của ngân hàng hay lãi suất tiền gửi,
x
t
thể hiện lãi suất chính sách tương ứng hay lãi suất của thị trường tiền tệ;
ε
t
là sai số;
α
0
và α
1
là tham số dài hạn.
10

Các chuỗi lãi suất được mong đợi là sẽ lấy sai phân bậc 1, (I1), còn các biến và sai số lại được kì vọng là sẽ dừng.
Như đã được thảo luận trong Rousseas (1985), α
0
là tung độ gốc, α
1
đo lường mức độ dẫn truyền trong dài hạn. Dẫn
truyền dài hạn là hoàn toàn nếu α
1
là không khác biệt thống kê so với 1.
Tác giả ước lượng phương trình (1) là sử dụng phương pháp Phillips- Loretan (1991). Phương pháp này đáp ứng
tốt việc ước lượng mối quan hệ dài hạn, bao gồm các biến được hợp nhất, nơi mà các động lực có thể đóng vai trò quan
trọng trong DGP (tiến trình tạo dữ liệu) cho y
t
. Nó được mô hình hóa bởi hệ thống ba phương trình sau đây:
(1a)
y
t
= α + β
′
x
t
+
u
1t
(1b)
∆
x
t
= u
2t

Ở đây
u
t
= [u
1t,
u
2t
]’ là một vector cố định
Phương trình (1a) có thể được ước lượng bằng các cách sử dụng các phương trình bậc nhất, và với điều kiện là
phương trình được làm tăng một cách thích hợp, tính chất gần đúng của phương thức ước lượng và phân phối của nó có
thể được xác định một cách dễ dàng. Các tính chất này xoay quanh mối quan hệ qua lại tồn tại giữa u
1t
và u
2t
, chúng
được giả định rằng không đổi.
Nếu ma trận hiệp phương sai của u
t
là ma trận đường chéo (là ma trận chỉ có giá trị ở đường chéo, còn các giá trị
còn lại đều bằng 0), (vì thế mà các thành phần phân chia của vector không cùng thay đổi) và u
t
cũng vậy. Sau đó,
phương trình (1a) có thể được ước lượng bằng cách dùng phương pháp bình phương bé nhất. Các ước lượng sẽ được
phân phối chuẩn, gần như là bé nhất, và sẽ được cân bằng đến các ước lượng hợp lí cực đại của hệ thống các tham số.
11
Kết quả này quan trọng vì nó cho phép có một sự suy luận thống kê, bằng việc sử dụng các bảng thống kê chuẩn được
dùng với các biến hợp nhất.
Nếu ma trận hiệp phương sai của u
t
là ma trận đường chéo nhưng các số dư bị tự tương quan (nhưng cũng là ma

trận đường chéo), thì sự hồi qui có thể được tăng lên trong giới hạn điều chỉnh sai số bị trễ, ngược lại với tác động của
sự tự tương quan của u
1t
. Giải pháp này có tác dụng bới vì các biến hồi qui độc lập- x
t
- là siêu ngoại sinh. Chúng độc lập
với giá trị trong quá khứ và tương lai của u
1t
. Và chúng vuông góc với {
u
1t
}
t

=
−∞
Nếu u
1t
và u
2t
tương quan với nhau, người ta có thể làm dịu bớt các vấn đề mà chúng gây nên bằng sự gia tăng hệ
số hồi quy với độ sớm và trễ pha (lead and lag) của Δx
t
. Số khác có thể suy nghĩ về điều này giống như việc dự báo để
u
1t
chống lại sự sớm và trễ pha của u
2t
, và sau đó ứng dụng định lí Frisch- Waugh Lovell. Sai số từ việc dự báo này thì
không tương quan với u

2t
, và vấn đề nội sinh hay không đồng nhất, vì thế mà được xử lí. Việc đề cập đến sự sớm pha đã
giới hạn các phản hồi từ u
1t
về lại u
2t
và điều này quan trọng trong điều kiện hợp lí. Vấn đề cơ bản là, với một tiên liệu
trước chúng ta không biết rằng u
1t
là tương quan với sự sớm pha của u
2t
hay là ngược lại.
Kể cả các khác biệt về sự trễ pha hai phía có giới hạn được vấn đề nội sinh, thì khi đó, vấn đề tự tương quan có
thể cần được khắc phục bằng việc việc bao gồm thêm cả độ trễ pha trong giới hạn điều chỉnh sai số, Phillips và Loretan
sau đó có ước lượng phương trình tiếp theo bằng cách dùng phương pháp bình phương bé nhất:
(1c)
12
Phillips và Loretan chứng minh rằng các ước lượng tham số từ việc ước lượng phương trình bậc nhất này sẽ cân
bằng với ước lượng hợp lí cực đại của hệ thống và do đó có hiệu quả. Hơn thế nữa, các tham số gần như có phân phối
chuẩn và không chệch. Ngược lại, ước lượng OLS (bình phương bé nhất) của (1) trong khi có sự tương thích mạnh, lại
gần như không chệch hay được phân phối bình thường; và độ chệch mẫu hữu hạn của nó có thể lớn và không đổi. Một
thuận lợi nữa của việc xem xét điểm đặc biệt của (1c) là nó giải thích rõ ràng cho vai trò của tính bất ngờ trong chính
sách ở quá khứ và sự thiết lập chính sách mong đợi trong tương lai, trong mối quan hệ giữa lãi suất bán lẻ và các công
cụ chính sách.
Phương trình (1) là một mô hình dài hạn. Vì sự thay đổi trong lãi suất của chính sách tiền tệ, các ngân hàng sẽ
không điều chỉnh lãi suất bán lẻ ngay lập tức. Lãi suất ngắn hạn được kì vọng sẽ được điều chỉnh nhanh hơn lãi suất
trung và dài hạn, vì nó phụ thuộc vào lãi suất ngắn hạn trong tương lai cũng như lãi suất ngắn hạn hiện tại.
Để kiểm tra các động lực trong ngắn hạn của sự thay đổi trong lãi suất mà đáp ứng lại với sự thay đổi của lãi suất
chính sách hay lãi suất thị trường tiền tệ, tác giả sử dụng phương pháp hiệu chỉnh sai số cấu trúc (structural error-
correction). Phương pháp này là các mô hình rõ ràng cùng với những thay đổi trong biến chính sách. Sự thể hiện của mô

hình hiệu chỉnh sai số (ECM) tương ứng với mô hình ADL(p.q) thông dụng, được thể hiện như sau:
(2)
Trong đó: Δ thể hiện tiến trình lấy sai phân bậc một;
13
ε^
t-1
=
(

y
t
−1
−
α
0
−
α
1
x
t

−
1

)
thể hiện độ lớn của sự mất cân bằng tại thời điểm (t-1) và nó là số dư của
mối quan hệ dài hạn được cho trong phương trình (1);
v
t
là mức sai số (error term).

Β
0
đo lường lãi suất đương thời hay ảnh hưởng của lãi suất dẫn truyền
β
i
và Г
I
là các hệ số điều chỉnh linh động; và
δ thể hiện tốc độ điều chỉnh việc hiệu chỉnh sai số khi mà lãi suất cách xa mức cân bằng. Dấu hiệu của δ được kì
vọng là sẽ âm do sự trở về mức trung bình tự nhiên của lãi suất. Kiểu phương trình giống nhau có thể được chỉ rõ, để
mô tả các động lực của sự điều chỉnh trong lãi suất chính sách (Δx
t
)
Độ trễ điều chỉnh trung bình (mean adjustment lag- MAL) của sự dẫn truyền hoàn toàn cho một mô hình
ADL(q,p) thông thường hay sự tham số hóa mô hình ECM tương đương của nó, có thể được tính toán bằng cách sử
dụng công thức của Hendry (1995). Cho trường hợp đặc biệt của một mô hình ADL(1,1), được đơn giản hóa như sau:
MAL
=
(
β

o
−
1)
/

δ (3)
MAL đơn giản là bình quân gia quyền của tất cả các độ trễ và nó là một phương pháp đo lường tốc độ lãi suất bán
lẻ phản ứng lại với sự thay đổi của lãi suất chính sách.
Một vài học thuyết chỉ ra rằng sự điều chỉnh trong ngắn hạn có thể không đối xứng, mặt khác, tốc độ điều chỉnh

có thể khác biệt khi mà lãi suất nằm trên mức cân bằng với khi lãi suất nằm dưới mức cân bằng (xem Chong et al, 2005
và Scholnick, 1996). Để kiểm định sự tồn tại của sự điều chỉnh bất đối xứng trong lãi suất bán lẻ ở New Zealand, tác giả
14
thêm một biến giả λ vào phương trình (2). λ bằng với 1 nếu số dư ε^
t-1
là dương, và bằng 0 cho các trường hợp khác.
Phương trình động lực bất đối xứng trong ngắn hạn được thể hiện dưới đây:
(4)
Trong đó δ
2
thể hiện tốc độ điều chỉnh hiệu chỉnh sai số khi mà lãi suất nằm trên giá trị cân bằng của nó. δ
3
thể
hiện tốc độ điều chỉnh hiệu chỉnh sai số khi lãi suất nằm dưới mức cân bằng của nó. Để kiểm định sự tồn tại của sự điều
chỉnh bất đối xứng, tác giả sử dụng kiểm định Wald tiêu chuẩn để xác định xem δ
2
có sai khác nhiều so với δ
3
hay
không.
Vì với trường hợp điều chỉnh bất đối xứng, có thể chỉ rõ độ trễ điều chỉnh trung bình bất đối xứng (MAL) của sự
dẫn truyền hoàn toàn bằng cách sử dụng công thức của Hendry (1995). Đối với trường hợp đặc biệt của mô hình
ADL(p,q), thì được cho như dưới đây
MAL
+
=
(
β

0

−
1)
/

δ

2 (5)
MAL
−
=
(
β

0
−
1)
/

δ

3 (6)
Trong đó, MAL
+
thể hiện độ trễ điều chỉnh trung bình khi mà lãi suất bán lẻ nằm trên giá trị cân bằng và MAL
-
thể hiện độ trễ điều chỉnh trung bình khi mà lãi suất bán lẻ nằm dưới giá trị trung bình của chúng.
15
CHƯƠNG 4: KẾT QUẢ NGHIÊN CỨU
1.1. Sự thay đổi trong cấu trúc và truyền dẫn trong dài hạn
Xác định rằng lãi suất qua đêm liên ngân hàng và lãi suất trái phiếu có đồng liên kết với các lãi suất bán lẻ khác

nhau, chúng tôi tiến hành đánh giá mối quan hệ truyền dẫn
11
. Chúng tôi mong đợi rằng dưới chế độ thực hiện mục tiêu
lạm phát mục tiêu hoàn toàn với trách nhiệm cân đối và các quy định minh bạch sẽ có sự truyền dẫn cao hoặc hoàn toàn
từ lãi suất thị trường đặc biệt tới lãi suất bán lẻ ngân hàng cho lãi suất thả nổi trong ngắn hạn. Sự truyền dẫn không hoàn
toàn có thể phản ánh mức độ sức mạnh thị trường và quy mô chi phí bất cân xứng phải đối mặt với các ngân hàng.
Các kết quả của ước lượng Phillips – Loretan và ước lượng OLS được trình bày trong bảng 1. Các kết quả của
chúng tôi cho thấy rằng các ước lượng Phillips – Loretan có thể khác với các ước tính OLS trong một số trường hợp.
Những sự khác biệt này phát sinh chủ yếu trong những trường hợp nơi mà sự truyền dẫn không hoàn toàn. Trong hầu hết
các trường hợp, các ước tính OLS làm nghiêng (bằng phẳng) đường truyền dẫn đáng kể vì vậy sự truyền dẫn xuất hiện ít
hơn so với thực tế. Do đó có sự gia tăng lớn hơn nhiều so với giá trị thực tế. Ý nghĩa của các sự khác biệt này có thể
nghiêm trọng. Ví dụ, bằng việc đánh giá thấp mức độ truyền dẫn trong thị trường thế chấp cố định 1 – 3 năm, các nhà
chính sách tiền tệ có thể thắt chặt không cần thiết hơn nữa các điều kiện tiền tệ trong nỗ lực của mình để chống lại áp lực
lạm phát, và do đó gây áp lực không cần thiết đến các ngành thực của nền kinh tế với hậu quả có thể nghiệm trọng đối
với tăng trưởng và việc làm.
Vấn đề với ước lượng OLS là bỏ sót tính động – xem phương trình (1c) – trong quá trình tạo dữ liệu cho lãi suất
bán lẻ. Vấn đề này có thể trở nên đặc biệt nghiêm trọng trong trường hợp định giá lãi suất bán lẻ (ví dụ, thế chấp lãi suất
cố định) bị ảnh hưởng lớn bởi những thay đổi dự kiến trong tương lai trong lãi suất thị trường chính thức hoặc lãi suất
ngắn hạn khác. Một điểm khác đáng chú ý là t-value của hệ số OLS ước tính trong bảng 1. Những giá trị này trong hầu
16
hết các trường hợp cao hơn nhiều so với những giá trị có được từ ước tính PL, làm nổi bật lên các khó khăn trong việc
đưa ra các suy luận bằng cách sử dụng tiêu chuẩn tiến trình Engle – Granger OLS. Các ước tính Phillips – Loretan khá
tương đồng với các ước tính khả năng tối đa có được từ việc sử dụng đơn biến (VAR) chỉ định mô hình Johansen.
12
Trường hợp ngoại lệ đáng chú ý là phương trình cho lãi suất cố định 5 năm trong các kết quả Johansen là cực kỳ nhạy
cảm với sự lựa chọn của chỉ số độ trễ VAR.
Bảng 1: Truyền dẫn trong dài hạn (ước tính OLS và Phillips – Loretan)
Chú ý: Mức độ truyền dẫn được đo lường bằng hệ số nghiêng α1 trong (1) hoặc (1c). Những số trong dấu
ngoặc đơn là các tỷ số t của các hệ số ước lượng. χ
2

(α1 = 1) là thống kê kiểm định cho giả thuyết rằng hệ số nghiêng là
bằng 1 (truyền dẫn hoàn toàn); n.a chỉ ra rằng không có kiểm định nào được thực hiện khi hệ số khác 0 không đáng kể.
17
Gía trị DW cho hồi quy OLS (không được trình bày ở đây) là rất thấp chỉ ra sự có mặt của tương quan nối tiếp và có thể
bỏ qua tính động.
a
Cho biết mức ý nghĩa là 5% (chỉ trong thống kê OLS).
11
Kết quả kiểm tra đơn vị gốc và sự hội nhập không được trình bày ở đây, chúng được cung cấp theo yêu cầu.
12
Các ước tính Johansen có sẵn theo yêu cầu. Có thể sự sai lêch của ước tính OLS có thể ít hoặc không đáng kể
so với hai ước tính khác cho lãi suất thả nổi và lãi suất cho vay cơ bản đối với mức độ mà không có tính động trong
DGP cho các lãi suất đó (như các ngân hàng thường điều chỉnh chung sau khi có một sự thay đổi trong chính sách) và
chi phí chuyển đổi và chi phí thực đơn là không quan trọng.
Trong toàn bộ thời gian lấy mẫu, kiểm định thống kê χ
2
và giá trị p được trình bày trong hai cột cuối cùng của
bảng 1 (panel A) cho thấy rằng truyền dẫn trong dài hạn từ lãi suất qua đêm liên ngân hàng đến lãi suất bán lẻ là không
hoàn toàn cho tất cả các chuỗi ngoại trừ lãi suất thả nổi là lãi suất thế chấp cố định 1 năm ở mức ý nghĩa 5%. Hệ số
nghiêng (ước lượng PL) nằm trong khoảng 18.3-93.4% (truyền dẫn) từ lãi suất tiền mặt trên thị trường đến lãi suất bán
lẻ. lãi suất chính thức và lãi suất thị trường tiền tệ có mộ sự liên kết trực tiếp với lãi suất ngắn hạn nhiều hơn lãi suất dài
hạn. Điều này được dự đoán khi chính sách tiền tệ thông thường có hiệu lực nhiều hơn vào đoạn cuối của đường cong lãi
suất. Lãi suất dài hạn bị ảnh hưởng không chỉ bởi lãi suất ngắn hạn mà còn lãi suất ngắn hạn dự đoán trong tương lai.
Ước tính được trình bày trong dòng 3,5,8 và 9 của bảng 1 so sánh sự phản ứng của lãi suất bán lẻ và trái phiếu cùng thời
gian đáo hạn với những thay đổi trong lãi suất liên ngân hàng. Những so sánh này cung cấp thông tin rằng có thể hữu ích
để xác định ảnh hưởng của cấu trúc ngân hàng lên truyền dẫn (xem Esspinosa – Vega và Rebucci, 2003). Chúng tôi
không tìm thấy sự khác biệt trong sự phản ứng của lãi suất thế chấp cố định 2 năm và lãi suất trái phiếu 2 năm đối với sự
thay đổi trong lãi suất tiền mặt qua đêm. Tuy nhiên, có một sự phản ứng nhanh hơn của lãi suất trái phiếu 5 năm so với
18
lãi suất thế chấp cố định 5 năm. Các kết quả được trình bày trong Panels B và C của bảng 1 chỉ ra rằng về cơ bản có một

sự truyền dẫn hoàn toàn từ lãi suất trái phiếu đến lãi suất cố định với cùng thời gian đáo hạn.
13
Lãi suất trái phiếu 2 năm
có sự tương quan cao với tỷ lệ lãi suất hoán đổi. Sự quan trọng của thị trường hoán đổi phản ánh sự thống trị của thời
gian đáo hạn ngắn trong sự tài trợ vốn của các ngân hàng New Zealand (xem Tripe và các đồng nghiệp, 2005).
Kể từ khi chuyển đến OCR tháng 3 năm 1999 đại diện cho một sự thay đổi lớn trong tiến trình hoạt động chính
sách tiền tệ New Zealand, chúng tôi cũng phân tích liệu có một sự thay đổi cấu trúc trong truyền dẫn dài hạn liên quan
đến việc đưa vào công cụ chính sách mới. Kiểm định biến giả được sử dụng để kiểm tra sự ổn định của các hằng số
(tăng giá) và hệ số nghiêng (truyền dẫn) trong mô hình chỉ định PL (1c). Biến giả (D) có giá trị 0 từ giữa tháng 8 năm
1994 và tháng 2 năm 1999 (nghĩa là trước khi đưa OCR vào) và có giá trị bằng 1 giữa tháng 3 năm 1999 và tháng 12
năm 2004 (nghĩa là sau khi đưa OCR vào). Những kết quả của kiểm tra cho sự thay đổi trong chế độ có thể có trong mối
quan hệ truyền dẫn dài hạn được trình bày trong bảng 2. Khi chúng dựa trên ước lượng PL của (1c), chúng tôi có thể rút
ra kết luận thống kê hợp lý về sự có mặt hay sự hiện diện của sự thay đổi trong chế độ.
Những kết quả cho thấy rằng trước khi giới thiệu OCR trong năm 1999, mức độ truyền dẫn trong dài hạn từ lãi
suất tiền mặt thị trường đến lãi suất bán lẻ nằm trong khoảng 13 – 67%, không có truyền dẫn hoàn toàn. So với sau khi
giới thiệu OCR, mức độ truyền dẫn đối với lãi suất thế chấp thả nổi, lãi suất cho vay cơ bản và lãi suất huy động 6 tháng
tăng, nhưng mức độ truyền dẫn đối với lãi suất thế chấp cố định 1 – 5 năm không những không thay đổi đáng kể mà còn
giảm. Thực tế là mức độ của truyền dẫn là hoàn toàn có ý nghĩa thống kê đối với lãi suất thả nổi và lãi suất cho vay cơ
bản tại mức ý nghĩa 5% và lãi suất huy động 6 tháng tại mức ý nghĩa 10% (giá trị p cho kiểm định giả thuyết là tổng các
hệ số nghiêng bằng 1 trong bảng 2 là 0.653, 0.746 và 0.087 lần lượt cho phương trình lãi suất thả nổi, lãi suất cho vay cơ
bản và lãi suất huy động 6 tháng).
14
19
Sự truyền dẫn từ lãi suất trái phiếu đến lãi suất thế chấp cố định tăng đáng kể cho lãi suất 5 năm sau OCR nhưng
không có sự thay đổi rõ rệt cho lãi suất 2 năm. Sự gia tăng trong truyền dẫn từ lãi suất trái phiếu 5 năm đến lãi suất cố
định 5 năm trùng với sự giảm trong truyền dẫn từ lãi suất liên ngân hàng đến lãi suất cố định 5 năm sau khi giới thiệu
OCR.
Sự gia tăng trong truyền dẫn dài hạn từ lãi suất qua đêm liên ngân hàng đến lãi suất bán lẻ là có thể do lãi suất ít
biến động và minh bạch hơn (tăng cường tín hiệu ngân sách) và cạnh tranh trong thị trường. Sau khi giới thiệu OCR, lãi
suất, như dự đoán, trở nên ít biến động. Với lãi suất ổn định hơn, chúng tôi có thể dự đoán chi phí điều chỉnh lãi suất

ngân hàng giảm và do đó để quan sát một mức độ truyền dẫn cao hơn. Thêm vào đó, với sự có mặt của OCR, đã có sự
minh bạch hơn trong cách chính sách được thiết lập và thông báo cho các thị trường tài chính kết quả là có sự cạnh tranh
hơn trong ngành ngân hàng. Kleimeier và Sander (2006) cũng cho thấy rằng sự minh bạch hơn trong quản lý chính sách
tiền tệ và theo đó là giảm tính biến động có thể giải thích được sự gia tăng trong mức độ truyền dẫn dài hạn của lãi suất
tiền mặt thị trường đến lãi suất thả nổi và lãi suất huy động cố định, những sự phát triển đó không có tác động đến lãi
suất thế chấp. Lý do cho sự tương quan yếu giữa OCR và lãi suất thế chấp cố định là các ngân hàng sử dụng lợi tức trái
phiếu thay cho OCR như các tiêu chí để điều chỉnh lãi suất thế chấp cố định. Những kết quả hàm ý rằng số lượng nợ vay
nước ngoài đáng kể của các ngân hàng New Zealand không làm cho chính sách tiền tệ kém hiệu quả. Những ngân hàng
New Zealand thông thường phòng ngừa để chống lại rủi ro tiền tệ trong nợ nước ngoài.
15
Bằng việc hoán đổi nó thành
nội tệ cố định hoặc thả nổi (ví dụ đô la New Zealand) thông qua hoán đổi tỷ giá hối đoái (FX) và hoán đổi tiền tệ, chi phí
vay nợ nước ngoài có hiệu lực như là lãi suất nội địa với cùng thời gian đáo hạn. Nói cách khác, những ngân hàng vay
tổng hợp từ các thị trường nước ngoài. Khi lãi suất trong nước tăng, chi phí vay mượn của các khoản vay nước ngoài
cũng thay đổi theo.
20
Bảng 2
Lưu ý: Để các mục đích ước tính phương trình trên được tăng cường với sự dẫn dắt và độ trễ của những khác biệt
trong các biến hồi quy và cân bằng có độ trễ. D là biến giả. D = 0 đối với các quan sát trước tháng 3 năm 1999 và ngược
lại bằng 1.
Cột nằm dưới tiêu đề “Biến giả nghiêng” tính toán những thay đổi trong truyền dẫn dài hạn sau khi chế độ OCR
được giới thiệu.
a
Cho thấy mức ý nghĩa là 5%.
b
Cho thấy mức ý nghĩa là 10%.
1.2. Truyền dẫn ngắn hạn và tốc độ điều chỉnh
Tác giả sử dụng mô hình hiệu chỉnh sai số cấu trúc (SEC) theo phương trình (2) để ước lượng động lực ngắn hạn
của sự điều chỉnh lãi suất bán lẻ và lãi suất bán sỉ tiêu chuẩn. Kết quả của điều chỉnh lãi suất bán lẻ được mô tả trong
bảng 3. Tác giả chỉ đưa ra những ước tính của hệ số tác động và hệ số sai số hiệu chỉnh. Tất cả các thông số đều như dự

21
kiến và đều có ý nghĩa thống kê. Hệ số tác động truyền dẫn, β
0
là dương và có ý nghĩa thống kê. Tương tự với kết quả
của các nghiên cứu trước đây, các tác giả không tìm thấy bằng chứng của việc truyền dẫn hoàn toàn ngay lập tức. Đối
với cho vay lãi suất cố định, lãi suất liên ngân hàng tác động truyền dẫn ngay lập tức trong khoảng từ 32.4% đối với lãi
suất cho vay cố định 3 năm đến 60.5% đối với lãi suất cho vay cố định 1 năm. Tác động truyền dẫn ngay tức thì từ lãi
suất trái phiếu 2 năm đến lãi suất cho vay cố ðịnh 2 nãm ðýợc ýớc tính là 81% và từ lãi suất trái phiếu 5 năm đến lãi suất
cho vay cố định 5 năm thậm chí cao hơn và đạt 91%.
Đối với hầu hết mức lãi suất bán lẻ, tác giả không tim thấy sự khác biệt giữa quy mô của tác động truyền dẫn
ngay lập tức giữa các thời kì trước và sau khi giới thiệu chế độ OCR. Có hai trường hợp ngoại lệ đang chú ý: lãi suất cho
vay cơ bản mà chúng tôi ước tính sẽ tăng gấp đôi ngay dưới tác động của truyền dẫn sau khi OCR và lãi suất thả nổi
tăng thậm chí cao hơn so với lãi suất cho vay cơ bản.
Tất cả các ước tính của hệ số sai số hoặc tốc độ điều chỉnh, δ, đều âm và có ý nghĩa thống kê, điều này cho thấy
rằng lãi suất bán lẻ sẽ trở về giá trị cân bằng dài hạn của nó. Tốc độ điều chỉnh cao nhất được ước tính đối với lãi suất
thả nổi. Tác giả ước tính có hơn nửa (54.5% của khoảng mất cân bằng trong lãi suất thả nôi tại thời điểm t-1 được lấy ra
trong thời điểm t. Tác giả tìm thấy sự thay đổi đáng kể trong tốc độ điều chỉnh sau khi xuất hiện lãi suất OCR chỉ đối với
lãi suất cơ bản và lãi suất có kì hạn. Sự sụt giảm đáng kể trong tốc độ điều chỉnh lãi suất cơ bản được ít nhất được cân
bằng với một phần sự tăng gấp đôi của tác động truyền dẫn ngay lập tức. Điều này có nghĩa độ trễ của việc điều chỉnh
được đưa ra trong bức tranh tương tư. Mất khoảng 1.5 tháng đối với lãi suất cố định 1 năm để hoàn thành mức điều
chỉnh trung bình đối với trạng thái cân bằng sau một sự thay đổi lãi suất liên ngân hàng và mất khoảng 2 tháng đối với
lãi suất cho vay cố định 3 năm để thực hiện quá trình tương tư. Tác giả quan sát có sự sụt giảm đáng kể trong MAL của
lãi suất thả nổi và khoảng 1.5 tháng trong thời kì trước khi có OCR đến 0.2 tháng sau khi xuất hiện OCR.
22
Đối với hầu hết lãi suất bán lẻ, quy mô của tác động truyền dẫn trong ngắn hạn và ý nghĩa độ trễ trong việc điều
chỉnh cho thấy sự phản hồi nhanh hơn đối với lãi suất được báo cáo ở các quốc gia khác (xem ví dụ của nghiên cứu
Bondt, 2002). Mặc dù thị trường tập trung tương đối cao, ngân hàng New Zealand cạnh tranh mạnh mẽ trong phân khcs
thị trường bán lẻ. Ví dụ, trong vài năm trước đây, các khoản vay thế chấp của dân cư chiếm khoảng 50%-70% danh mục
cho vay và ứng trước của ngân hàng.
1.3. Tốc độ điều chỉnh bất cân xứng

Tác giả dự báo mô hình hiệu chỉnh sai số cấu trúc theo phương trình số 4 cho thấy các tốc độ điều chỉnh khác
nhau hướng đến mức cân bằng của thị trường lãi suất ngân hàng bán lẻ. Các kết quả của mô hình điều chỉnh bất cân
xứng được báo cáo trong bảng 4. Trong bảng A tác giả báo cáo sự truyền dẫn từ lãi suất liên ngân hàng đến lãi suất bán
lẻ. Một sự so sánh giữa các hệ số tốc độ điều chỉnh bất cân xứng, δ
2
, δ
3
, trong hình A cung cấp những kết quả khác nhau.
Mặc dù tác giả không tìm thấy bằng chứng thống kê về phản ứng bất cân xứng của lãi suất bán lẻ đối với sự thay đổi
trong thị trường lãi suất khác hơn đối với lãi suất cho vay kinh doanh trong giai đoạn trước khi xuất hiện OCR, sự khác
biệt về độ lớn của độ trễ điều chỉnh trung bình ám chỉ rằng sự truyền dẫn đối với lãi suất cho vay thế chấp cố định nhanh
hơn khi lãi suất bán lẻ nằm trên giá trị cân bằng hơn là khi lãi suất bán lẻ nằm dưới giá trị cân bằng. Tác giả có thể giải
thích tính bất cân xứng này như là sự ám chỉ về tính cạnh tranh khốc liệt đang diễn ra giữa các ngân hàng trong những
năm gần đây trong phân khúc thị trường đặc biệt này. Truyền dẫn đến lãi suất huy động nhanh hơn khi lãi suất điều
chỉnh giảm trong thời kì trước khi xuất hiện OCR và chậm hơn trong thời kì trước khi xuất hiện OCR.
Tác giả còn đưa ra thêm bằng chứng về sự điều chỉnh bất cân xứng từ động lực của mối quan hệ giữa lãi suất cho
vay thế chấp cố định 2 năm và 5 năm và lãi suất của trái phiếu trong thời gian đáo hạn tương tự. Kết quả được báo cáo
trong phần B và C của bảng 4 ám chỉ rằng không có ý nghĩa thông kê đối với sự bất cân xứng trong sự điều chỉnh lãi
23
suất cho vay thế chấp mặc dù độ lớn của tốc độ điều chỉnh khác nhau trong thị trường lãi suất 5 năm trước thời kì xuất
hiện OCR: ngân hàng giảm lãi suất khi chúng ở phía trên điểm cân bằng nhanh hơn so với việc tăng chúng khi chúng
dưới mức cân bằng. Chúng tôi giải thích kết quả này bằng những bằng chứng bổ sung về sự cạnh tranh khốc liệt giữa
các ngân hàng trong phân khúc cụ thể của thị trường bán lẻ. Tại tháng 3.2005, khoảng 75% khoản cho vay thế chấp
được định giá trên cơ sở lãi suất cố định. Trong số các khoản vay thế chấp có lãi suất cố định, khoảng 30% của 75%
khoản thế chấp cố định có thời gian trong 1 năm, 35% có thời gian đáo hạn 2 năm và 10% đối với những thời kì còn lại
(vd. Lãi suất 3 năm và 5 năm). Lãi suất cho vay thế chấp 2 năm là lãi suất hóc búa mà các ngân hàng sử dụng để thu hút
khách hàng cho vay. Dựa vào thời hạn của lãi suất cố định, lãi suất thả nổi thường cao hơn lãi suất cố định, áp dụng đối
với số dư vay mua nhà nổi bật. Do đó, các ngân hàng có xu hướng điều chỉnh tăng lãi suất cho vay thế chấp cố định trừ
khi tỷ suất lợi nhuận của họ đang gặp phải áp lực và phải hành động nhanh chóng giảm lãi suất đó xuống khi có thể.
24

CHƯƠNG 5: KẾT LUẬN
Trong tài liệu này, tác giả xem xét các vấn đề sau:
Thứ nhất: xem xét sự dẫn truyền dài hạn của các lãi suất bán lẻ khác nhau, bao gồm, lãi suất thế chấp ở các kì hạn
khác nhau bằng phương pháp của Phillips- Loretan.
Thứ hai: kiểm tra sự dẫn truyền ngắn hạn và tốc độ điều chỉnh của những lãi suất này, bằng cách dùng mô hình
hiệu chỉnh sai số và kiểm định sự điều chỉnh đối xứng và không đối xứng.
Cuối cùng: chúng tôi điều tra xem việc tăng cường tính minh bạch trong điều hành chính sách tiền tệ cũng như
việc sử dụng công cụ OCR vào năm 1991 có tương quan với sự dẫn truyền và tốc độ điều chỉnh của lãi suất ở New
Zealand.
Các tìm kiếm của tác giả chỉ ra rằng dẫn truyền trong dài hạn của lãi suất bán lẻ khác nhau giữa các sản phẩm tài
chính. Lãi suất ngắn hạn cho thấy mức độ dẫn truyền cao hơn và tốc độ điều chỉnh nhanh hơn lãi suất dài hạn, nhưng
không có bằng chứng mạnh mẽ nào về sự điều chỉnh không đối xứng. Bài nghiên cứu cũng tìm ra rằng sự ra đời của
OCR dẫn đến sự dẫn truyền tăng lên cho lãi suất thả nổi và tiền gửi nhưng lại không có với lãi suất thế chấp cố định. Kết
quả sau gợi mở rằng trong một nền kinh tế nhỏ với số lượng lớn nợ nước ngoài thì hiệu quả của chính sách tiền tệ có thể
bị suy giảm.