Chương 1 đưa ra những giới thiệu chung về đề tài nghiên cứu. Những nội dung này tạo cho đề tài một khung định hướng cần thiết cho các chương sau. - Chương 2 sẽ nêu ra tổng quan về các kết quả nghiên cứu trước đây về truyền dẫn lãi suất và sự bất cân xứng trong truyền dẫn lãi suất được thực hiện ở nhiều quốc gia khác nhau. 7 - Chương 3 đề cập phương pháp nghiên cứu, lựa chọn mô hình.
- Chương 4 trình bày kết quả nghiên cứu. - Chương 5 tổng kết các vấn đề được trình bày gồm có những phát hiện chính của nghiên cứu và một số gợi ý chính sách, đồng thời chỉ ra những hạn chế còn gặp phải và gợi ý hướng nghiên cứu tiếp theo. 8 CHƯƠNG 2: TỔNG QUAN CÁC KẾT QUẢ NGHIÊN CỨU TRƯỚC ĐÂY Chúng tôi tìm thấy nhiều bài nghiên cứu tại nhiều quốc gia trên thế giới về sự dẫn truyền lãi suất. Những nghiên cứu thực nghiệm trên thế giới và tại Việt Nam được trình bày tóm tắt như sau: 2.1 Những nghiên cứu về truyền dẫn lãi suất ở nước ngoài: Gabe De Bondt (2002) là nghiên cứu đầu tiên phân tích quá trình truyền dẫn lãi suất ở khu vực Châu Âu.
Cách thích hợp để xem xét sự điều chỉnh của lãi suất bán lẻ đối với những thay đổi trong lãi suất thị trường là trong khung sai số. Lợi ích chủ yếu của phương pháp này là nó sử dụng cho cả sự dẫn truyền ngắn hạn và dài hạn giữa lãi suất thị trường và lãi suất ngân hàng. Tác giả dùng mô hình ECM để xem xét sự dẫn truyền. Hơn nữa, nghiên cứu này tập trung vào những thay đổi trong lãi suất thị trường được dẫn truyền tới lãi suất tiền gửi ngân hàng cũng như lãi suất cho vay ngân hàng.
Tác giả dùng dữ liệu lãi suất tiền gửi và cho vay trung bình hằng tháng từ Ngân hàng trung ương Châu âu trong khoảng thời gian từ tháng 01/1996 đến 05/2001. Để ước lượng sự dẫn truyền, tác giả dùng mô hình ECM sau: ∆�𝑟� =∝1 +∝2 ∆�𝑟� − �1 (�𝑟�−1 − �2 �𝑟�−1 ) + �� Trong đó: br: lãi suất ngân hàng mr: lãi suất thị trường ∝2: hệ số dẫn truyền ngắn hạn 2: hệ số dẫn truyền dài hạn 1−∝ : độ trễ trung bình điều chỉnh (từ lãi suất thị trường � 2 𝛽1 truyền dẫn sang lãi suất bán lẻ) 9 Hai kết luận chính từ các kết quả nghiên cứu thực nghiệm được trình bày thì khá thiết thực. Kết luận đầu tiên là sự dẫn truyền từ lãi suất thị trường đến lãi suất bán lẻ thì không hoàn toàn, phù hợp với những nghiên cứu trước. Thứ hai, những kết quả nghiên cứu thực nghiệm cho thấy rằng quá trình dẫn truyền lãi suất bán lẻ ở khu vực châu Âu nhanh hơn.
Những phát hiện này có thể được cho là do sự gia tăng áp lực cạnh tranh, nghĩa là sức mạnh thị trường yếu và cầu lãi suất co giãn hơn đối với các sản phẩm ngân hàng bán lẻ và sự giảm chi phí thông tin chuyển đổi và bất cân xứng ở hệ thống ngân hàng Châu Âu sau sự bắt đầu của liên minh kinh tế tiền tệ Châu âu. Mark A Weth (2002) cho rằng các ngân hàng phản ứng với sự thay đổi lãi suất thị trường tùy thuộc vào quy mô của họ. Tác giả cho rằng tồn tại sự khác nhau về cấu trúc trong sự dẫn truyền lãi suất cho vay giữa các ngân hàng. Lãi suất cho vay đối với các ngân hàng nhỏ thì cứng nhắc hơn.
Tác giả cho rằng lãi suất cho vay cứng nhắc do một vài yếu tố: (i) Các ngân hàng không chắc chắn về sự phát triển trong tương lai của lãi suất thị trường, về dài hạn họ muốn giữ lãi suất cho vay không thay đổi; (ii) Do nhu cầu tín dụng và sự thay đổi vị thế cạnh tranh của ngân hàng cũng có thể ảnh hưởng đến sự dẫn truyền; (iii) Những điều kiện về tái cấp vốn của các tổ chức tín dụng cũng được cho là yếu tố có ảnh hưởng đến sự dẫn truyền lãi suất cho vay. Tác giả dùng mô hình hiệu chỉnh sai số để đo lường sự cứng nhắc của lãi suất cho vay và dữ liệu được thu thập từ 350 tổ chức tín dụng khác nhau về quy mô và khu vực ở Đức.Espinosa và Alessandro Rebucci (2003) nghiên cứu về sự truyền dẫn từ lãi suất chính sách tiền tệ đến lãi suất bán lẻ ở Chile, Mỹ, Canada, Úc, New Zealand và 5 nước Châu âu. Tác giả dùng mô hình hiệu chỉnh sai số để thực hiện bài nghiên cứu này. Kết quả nghiên cứu cho thấy rằng sự truyền dẫn lãi suất ở Chile không hoàn toàn, nhìn chung không khác 10 đáng kể so với các nước khác.
Nhưng sự truyền dẫn lãi suất ở Chile thì nhanh hơn các quốc gia khác. Bài nghiên cứu này không tìm thấy sự bất cân xứng trong truyền dẫn lãi suất. Tuy nhiên, tác giả cũng không tìm thấy bằng chứng chỉ ra rằng cơ chế tỷ giá linh hoạt năm 1999 và mục tiêu lãi suất của Chile năm 2001 có ảnh hưởng đáng kể đến sự dẫn truyền. Tốc độ truyền dẫn lãi suất ở Chile nhanh hơn Úc, New Zealand và một vài quốc gia Châu âu khác.
Tuy nhiên, sự dẫn truyền lãi suất trong ngắn hạn ở Chile thấp hơn so với Mỹ và Canada. Tác giả thu thập dữ liệu từ tháng 04/1993-6/2002 từ Ngân hàng trung ương quốc gia, Ngân hàng trung ương Châu âu, Quỹ tiền tệ quốc tế với các chuỗi lãi suất bao gồm: lãi suất cho vay liên ngân hàng, lãi suất trái phiếu làm biến đại diện cho lãi suất thị trường tiền tệ; lãi suất tiền gửi làm biến đại diện cho lãi suất bán lẻ. Để ước tính sự dẫn truyền trong dài hạn, tác giả dùng mô hình tự hồi quy độ trễ như sau: 𝑅��𝑖�𝑅� =∝0+∝1 � +∝2 ��𝑅� +∝3 𝑅��𝑖�𝑅�−1 +∝4 ��𝑅�−1 Để ước tính sự dẫn truyền lãi suất trong ngắn hạn, và tốc độ điều chỉnh lãi suất. Tác giả dùng mô hình hiệu chỉnh sai số sau: ∆𝑅��𝑖�𝑅� = �2∆��𝑅� + �3(𝑅��𝑖�𝑅�−1 − �0 − �1� − �2��𝑅�−1) ; �1 = ∝1 ; � =∝2+∝4 Trong đó: ∝0 �0 = ) 3 ) 2 ;) �3 = (∝3− 1) (1−∝ (1−∝3 (1−∝3 𝑅��𝑖�: lãi suất ngân hàng liên quan ��𝑅: lãi suất thị trường tiền tệ �2: hệ số truyền dẫn lãi suất trong ngắn hạn �2: hệ số truyền dẫn lãi suất trong dài hạn 11 �3: tốc độ điều chỉnh lãi suất tới điểm cân bằng dài hạn 12 Nhóm tác giả Jesús Crespo-Cuaresma, Balazs và Thomas Reininger (2004) nghiên cứu đặc điểm của quá trình dẫn truyền lãi suất ở Cộng Hòa Séc, Hungary và Ba Lan.
Tác giả cho rằng mối quan hệ giữa lãi suất chính sách và lãi suất thị trường tiền tệ được cụ thể hóa trong mô hình tự hồi quy độ trễ, dùng mô hình hiệu chỉnh sai số để ước lượng sự dẫn truyền. Tác giả dùng phương pháp ADF để kiểm định nghiệm đơn vị và dùng phương pháp OLS để ước tính các tham số trong mô hình. Tác giả dùng số liệu lãi suất hằng tháng bao gồm: lãi suất chính sách, lãi suất liên ngân hàng, lãi suất trái phiếu. Số liệu lãi suất được lấy trong khoảng thời gian từ tháng 01/1994 đến 12/2002.
Nguồn dữ liệu là từ Reuters, Datastream, Bloomberg, Ngân hàng Trung ương và Bộ tài chính. Mối quan hệ giữa lãi suất chính sách và lãi suất thị trường được cụ thể hoá bằng mô hình tự hồi quy độ trễ sau: � � 𝑖� =∝0+ ∑ ∝� 𝑖�−� + ∑ ��𝑖�−� + �� � � � Trong đó: �=1 � =0 𝑖� � � : lãi suất thị trường 𝑖� : lãi suất chính sách Để ước lượng sự dẫn truyền, tác giả dùng mô hình hiệu chỉnh sai số sau: �−1 � ∆𝑖� = �0 + ∑ ��∆𝑖�−� + ∑ �𝜅Δ𝑖�−� + �(𝑖�−1 + � � � � � �𝑖�−1) + �� Trong đó: �= � =0 1 : tốc độ � + �𝑖 : mối quan hệ cân bằng dài hạn � � điều chỉnh lãi suất 𝑖�−1 �−1 13 Kết quả nghiên cứu cho thấy rằng: (i) Có sự khác biệt lớn giữa lãi suất thị trường và độ co giãn lãi suất thị trường dài hạn đối với sự thay đổi lãi suất chính sách. Trong khi sự truyền dẫn gần như hoàn toàn ở Ba Lan đối với tất cả lãi suất thị trường, sự truyền dẫn hoàn toàn chỉ đối với một vài lãi suất thị trường ở Hungary và không hoàn toàn ở Cộng Hòa Séc, ngoại trừ lãi suất liên ngân hàng; (ii) Đối với lãi suất tiền gửi ngắn hạn và dài hạn và trái phiếu chính phủ kỳ hạn 5 năm, sự dẫn truyền có khuynh hướng không hoàn toàn; (iii) Không có độ lệch đáng kể từ sự đối xứng trong tốc độ điều chỉnh tới trạng thái cân bằng được tìm thấy trong tài liệu. Alexander Tieman (2004) nghiên cứu về sự truyền dẫn lãi suất ở Romania.
Tác giả cho rằng sự dẫn truyền từ lãi suất chính sách đến lãi suất thị trường chậm và bị hạn chế do những đặc điểm cụ thể của chính sách tiền tệ ở Romania, mức độ tiền tệ hóa thấp và thị trường tài chính kém phát triển. Hơn nữa, chính sách cho vay của các ngân hàng thường không co giãn với kỳ vọng lãi suất trong ngắn hạn do những yếu tố phi lãi suất như chi phí điều chỉnh. Tác giả thu thập dữ liệu bao gồm lãi suất cho vay ngắn hạn và dài hạn, lãi suất tiền gửi, lãi suất chính sách ngân hàng Trung ương trong khoảng thời gian từ tháng 01/1995-02/2004 từ các quốc gia như Romania, Cộng hoà Séc, Hungary, Phần Lan, Cộng Hoà Slovak và Slovenia. Để xem xét sự dẫn truyền từ lãi suất chính sách đến lãi suất thị trường, tác giả dùng mô hình sau: Trong đó: 𝑖 � =∝ +�𝑖 � 𝑖 �: lãi suất thị trường 𝑖 � : lãi suất chính sách ∝: biên tăng 14 �: độ co giãn của lãi suất thị trường đối với những thay đổi của lãi suất chính sách Để xem xét sự dẫn truyền trong ngắn hạn, tác giả dùng mô hình hiệu chỉnh sai số sau: � � � � ∆𝑖 = �1 + �2∆𝑖�−1 + �3(𝑖�−1 − �.
𝑖 − �: sai số � sai phân � 𝑖�−1 �−1 �1: hằng số �3: tốc độ điều chỉnh các biến động ngắn hạn tới điểm cân bằng dài hạn. Hệ số này cho thấy tính hiệu quả của công cụ lãi suất của chính sách tiền tệ, giá trị của hệ số này càng cao cho thấy phản ứng của thị trường càng nhanh và kênh truyền dẫn lãi suất hiệu quả hơn. Christoffer Kok Sorensen và Thomas Werner (2006) nghiên cứu sự truyền dẫn lãi suất từ lãi suất thị trường đến lãi suất ngân hàng ở Châu âu. Tác giả sử dụng mô hình hiệu chỉnh sai số trong bài nghiên cứu của mình để nghiên cứu sự truyền dẫn lãi suất.