Minh bạch chính sách tiền tệ và truyền dẫn lãi suất bán lẻ ở Việt Nam

Số 15 (25) - Tháng 03-04/2014 PHÁT TRIỂN & HỘI NHẬP 
 Hướng Tới Ổn Định Kinh Tế Vĩ Mô VN
11
1. Giới thiệu
Trong suốt chu kỳ kinh tế, khi 
ngân hàng trung ương điều chỉnh 
chính sách tiền tệ (chẳng hạn như 
lãi suất chiết khấu) lúc đó lãi suất thị 
trường (chẳng hạn như lãi suất liên 
ngân hàng) sẽ bị ảnh hưởng. Trong 
trường hợp này, ngân hàng thương 
mại có thể chuyển chi phí gia tăng 
do thay đổi lãi suất thị trường sang 
lãi suất bán lẻ (chẳng hạn như lãi 
suất tiền gửi và lãi suất cho vay). 
Quá trình này được gọi là truyền 
dẫn lãi suất (Wang & Lee, 2009; 
Wang & Nguyen, 2010). Quan 
điểm tương tự cũng được thể hiện 
trong nghiên cứu của Karagiannis 
& cộng sự (2010).
Chủ đề truyền dẫn lãi suất được 
sự quan tâm không những của các 
nhà hoạch định chính sách mà còn 
của giới nghiên cứu hàn lâm. Trong 
các nghiên cứu về truyền dẫn lãi 
suất, yếu tố minh bạch chính sách 
tiền tệ gần đây nổi lên như mối quan 
tâm của các nhà kinh tế khi nghiên 
cứu truyền dẫn lãi suất. Điển hình 
là Liu & cộng sự (2008) nghiên 
cứu về truyền dẫn lãi suất tại New 
Zealand cho biết minh bạch chính 
sách tiền tệ có tác động đến truyền 
dẫn lãi suất tại nước này. Đây có 
thể xem là nghiên cứu đi đầu thảo 
luận ảnh hưởng của minh bạch 
chính sách tiền tệ đối với truyền 
dẫn lãi suất. Liu & cộng sự (2008) 
cũng đã đề xuất áp dụng mô hình 
của Phillips & Loretan (1991) để 
có kết quả ước lượng đúng nhất. 
Kết quả nghiên cứu tìm thấy bằng 
chứng gia tăng minh bạch chính 
sách tiền tệ tại New Zealand đã làm 
giảm bất ổn của lãi suất chính sách 
và dẫn đến cạnh tranh hơn trong hệ 
thống ngân hàng thương mại.
Với ý nghĩa đó, nghiên cứu 
truyền dẫn lãi suất ở VN là yếu tố 
vô cùng quan trọng và cần thiết để 
đánh giá hiệu quả chính sách tiền 
tệ trong nước. Trong bài viết này, 
chúng tôi phân tích thực nghiệm 
truyền dẫn lãi suất bán lẻ tại VN 
giới hạn trong mối quan hệ thay đổi 
lãi suất chính sách (lãi suất tái cấp 
vốn của Ngân hàng Nhà nước) và 
lãi suất thị trường liên ngân hàng kỳ 
hạn 3 tháng truyền dẫn vào lãi suất 
tiền gửi kỳ hạn 3 tháng và lãi suất 
cho vay kỳ hạn dưới 12 tháng của 
trung bình bốn ngân hàng thương 
mại có vốn chi phối của Nhà nước1. 
Đặc biệt, chúng tôi nhấn mạnh đến 
minh bạch chính sách tiền tệ ở VN 
ảnh hưởng đến truyền dẫn lãi suất 
bán lẻ như thế nào?
Chúng tôi sử dụng phương pháp 
1 Các ngân hàng gồm: Ngân hàng Đầu tư & 
Phát triển VN, Ngân hàng Ngoại thương VN, 
Ngân hàng Công thương VN và Ngân hàng 
Phát triển nông nghiệp & nông thôn VN
Minh bạch chính sách tiền tệ và 
truyền dẫn lãi suất bán lẻ ở Việt Nam
PGs. Ts. NGuyễN THị NGọC TraNG
THs. NGuyễN Hữu TuấN
Nghiên cứu này phân tích sự truyền dẫn từ lãi suất chính sách (lãi suất tái cấp vốn) và lãi suất liên ngân hàng đến lãi suất bán lẻ (lãi suất tiền gửi và lãi suất cho vay) ở VN. Chúng tôi sử dụng phương 
pháp hồi quy đồng liên kết đề xuất bởi Phillips & Loretan (1991) và mô hình 
ARDL để xác định mối quan hệ cân bằng dài hạn của các chuỗi lãi suất. Ngoài 
ra, để phân tích phản ứng tức thời của lãi suất, tốc độ điều chỉnh về trạng thái 
cân bằng, độ trễ điều chỉnh trung bình, chúng tôi sử dụng mô hình ECM. Kết 
quả nghiên cứu tìm thấy mức độ truyền dẫn không hoàn toàn từ lãi suất liên 
ngân hàng và lãi suất chính sách đến lãi suất cho vay và lãi suất tiền gửi. Nghiên 
cứu cũng nhấn mạnh ảnh hưởng của minh bạch chính sách tiền tệ đến truyền 
dẫn lãi suất bán lẻ giai đoạn 1999-2012.
Từ khóa: Lãi suất bán lẻ, truyền dẫn lãi suất, điều chỉnh lãi suất cứng 
nhắc, minh bạch chính sách tiền tệ.
PHÁT TRIỂN & HỘI NHẬP Số 15 (25) - Tháng 03-04/2014
Hướng Tới Ổn Định Kinh Tế Vĩ Mô VN
12
hồi quy đồng liên kết được đề xuất 
bởi Phillips & Loretan (1991) và 
mô hình ARDL để tìm giá trị cân 
bằng của truyền dẫn lãi suất. Ngoài 
ra để phân tích truyền dẫn tức thời, 
tốc độ điều chỉnh, độ trễ điều chỉnh 
trung bình chúng tôi sử dụng mô 
hình hiệu chỉnh sai số ECM.
2. Dữ liệu và mô hình nghiên 
cứu
2.1. Dữ liệu
Các biến trong mô hình như lãi 
suất thị trường liên ngân hàng được 
đại diện bởi lãi suất liên ngân hàng 
trong nước kỳ hạn 3 tháng. Lãi suất 
tiền gửi được đại diện bởi lãi suất 
tiền gửi kỳ hạn 3 tháng của trung 
bình 4 ngân hàng thương mại lớn 
có cổ phần chi phối của Nhà nước. 
Tương tự, lãi suất cho vay được 
đại diện bởi lãi suất cho vay kỳ hạn 
dưới 12 tháng của bốn ngân hàng 
thương mại lớn có cổ phần chi phối 
của nhà nước. Lãi suất chính sách 
được đại diện bởi lãi suất tái cấp 
vốn.. Nghiên cứu sử dụng dữ liệu 
hàng tháng từ tháng 1 năm 1997 
đến tháng 12 năm 2012. Mô tả các 
dữ liệu được tóm tắt trong Bảng 1. 
Xu hướng diễn biến của các loại lãi 
suất thể hiện qua Hình 1.
2.2. Phương pháp nghiên cứu
Ước lượng cân bằng truyền dẫn 
lãi suất bán lẻ 
Mối quan hệ cân bằng giữa lãi 
suất thị trường liên ngân hàng hoặc 
lãi suất chính sách với lãi suất bán 
lẻ được giải thích qua mô hình (1)
y
t 
=α
0
 + α
1
x
t
 + ε
t 
(1)
Trong đó, y
t
 là lãi suất tiền gửi 
hoặc lãi suất cho vay. x
t
 đại diện 
cho lãi suất thị trường liên ngân 
hàng hoặc lãi suất chính sách, ε
t 
là 
phần sai số. α
0
 và α
1
 là các tham số 
trong mối quan hệ cân bằng. Các 
chuỗi dữ liệu lãi suất được kỳ vọng 
là tổ hợp I(1) và sai số là chuỗi 
dừng I(0). Hệ số α
0
 đo lường markup hoặc markdown. Hệ số α
1
 đo lường 
hệ số truyền dẫn lãi suất bán lẻ. Nếu α
1
 =1 gọi là truyền dẫn hoàn toàn, 
α
1
< 1 gọi là truyền dẫn không hoàn toàn và nếu α
1
> 1 gọi là truyền dẫn quá 
mức (Wang & Lee, 2009; Liu & cộng sự, 2008; Bondt, 2002).
Liu & cộng sự (2008) đã đề nghị áp dụng phương pháp Phillips và 
Loretan (1991) đề xuất khi đưa vào phương trình ước lượng biến trễ và 
biến tới. Ước lượng ngụ ý mối quan hệ động phi tuyến.
Phương trình (1*) đã được bổ sung các yếu tố mô phỏng mối quan hệ 
cân bằng giữa lãi suất thị trường liên ngân hàng hoặc lãi suất chính sách 
và lãi suất bán lẻ với mối quan hệ động từ quá khứ, hiện tại đến tương lai 
trước những thay đổi của lãi suất thị trường. Quá trình này cho biết phản 
ứng của thị trường đối với chênh lệch khỏi vị trí cân bằng trong quá khứ. 
Ước lượng truyền dẫn lãi suất tức thời
Để phân tích những thay đổi của lãi suất bán lẻ 2 đáp ứng với những 
thay đổi của lãi suất thị trường liên ngân hàng hoặc lãi suất chính sách, 
chúng tôi sử dụng mô hình hiệu chỉnh sai số (ECM) để cho thấy hiệu ứng 
2 Chuỗi dữ liệu sai phân
STT Biến quan sát Ký hiệu Nguồn
1 Lãi suất trung bình tiền gửi VND kỳ hạn 3 tháng DR3 IFS
2 Lãi suất cho vay VND trung bình các kỳ hạn 12 tháng trở xuống LD12 IFS
3 Lãi suất chính sách-Lãi suất tái cấp vốn VND PR IFS
4 Lãi suất VND liên ngân hàng kỳ hạn 3tháng VNBOR3 Bloomberg
Bảng 1: Mô tả biến và nguồn dữ liệu
Hình 1 Diễn biến lãi suất giai đoạn 1999-2012
Nguồn: IFS
 (1*)
Số 15 (25) - Tháng 03-04/2014 PHÁT TRIỂN & HỘI NHẬP 
 Hướng Tới Ổn Định Kinh Tế Vĩ Mô VN
13
đồng thời của những thay đổi lãi suất thị trường liên 
ngân hàng hoặc lãi suất chính sách lên lãi suất bán lẻ. 
ECM triển khai theo cơ chế mô hình ARDL (p,q) tổng 
quát:
Trong đó:
 = (y
t-1
– α
0
 – α
1
x
t-1
) mô tả mất cân bằng tại thời 
điểm (t-1) và đây là giá trị phần dư của quan 
hệ cân bằng thể hiện trong phương trình (1) nhưng với 
hệ số ước lượng từ phương trình (1c). Độ lớn β
0
 đo 
lường mối quan hệ hiện tại hoặc là tác động hệ số 
truyền dẫn, β
i
 và γ
i 
là các hệ số điều chỉnh động. δ là 
tốc độ điều chỉnh sai số khi lãi suất rời xa khỏi giá trị 
cân bằng. Dấu của δ kỳ vọng mang giá trị âm do bản 
chất quay trở lại trạng thái cân bằng của lãi suất. Trị 
tuyệt đối của δ càng lớn hàm ý tốc độ điều chỉnh về 
trạng thái cân bằng càng nhanh. Độ trễ điều chỉnh 
trung bình (MAL) của truyền dẫn hoàn toàn trong mô 
hình ARDL(p,q) tổng quát tương ứng với các tham số 
trong ECM được tính 
theo công thức của 
Henry (1995). Trong 
trường hợp ARDL(1,1) 
được tính như sau:
MAL = (β
0
 - 1)/δ 
 (3)
MAL đơn giản là trung bình trọng số các độ trễ. 
Chỉ số này đo lường tốc độ mà lãi suất bán lẻ phản ứng 
đối với các chuyển động của lãi suất thị trường liên 
ngân hàng hoặc lãi suất chính sách theo bước trễ. 
Minh bạch chính sách tiền tệ 
VN gia nhập WTO từ cuối năm 2007. Minh bạch 
hóa là vấn đề đặc biệt quan trọng trong WTO và được 
quan tâm đặc biệt trong quá trình đàm phán gia nhập 
WTO của VN. Minh bạch hóa cũng là một trong 
những cam kết mà VN cần phải thực hiện ngay sau 
khi VN chính thức trở thành thành viên của WTO. 
Sau khi gia nhập WTO, trong lĩnh vực ngân hàng thay 
đổi lớn nhất đó là thay đổi xu hướng cạnh tranh trong 
các ngân hàng thương mại. NHNN cho phép các ngân 
hàng thương mại nước ngoài hoạt động đầy đủ chức 
năng như ngân hàng thương mại trong nước. Với quy 
định này, ngân hàng thương mại nước ngoài có thể 
huy động vốn và cho vay ở các lĩnh vực. Nhờ vậy, lãi 
suất tiền gửi và cho vay trở nên cạnh tranh hơn trước 
những thay đổi của lãi suất liên ngân hàng hoặc lãi 
suất chính sách. Chúng tôi mong đợi điều này có thể 
phần nào giúp cho truyền dẫn lãi suất đạt được mức 
cao hơn so với giai đoạn trước. 
Để phân tích ảnh hưởng của minh bạch chính sách 
tiền tệ đến truyền dẫn lãi suất, biến giả D07 và biến 
tương tác của biến giả D07 được đưa vào trong phương 
trình (1c). D07 nhận giá trị 0 cho những quan sát trước 
tháng 11 năm 2007 và nhận giá trị 1 cho những quan 
sát từ tháng 11 năm 2007 trở về sau. 
3. Kết quả thực nghiệm
3.1. Kiểm định đặc điểm dữ liệu
Xác định tính dừng 
Trước hết chúng tôi sử dụng phương pháp ADF để 
kiểm định nghiệm đơn vị. Kết quả cho thấy các biến 
DR3, LD12, PR, VNBOR3 là chuỗi thời gian không 
dừng ở dữ liệu gốc mà là chuỗi dừng I(1).
Độ trễ tối ưu
Mô hình ước lượng quan tâm nhiều đến cấu trúc 
trễ vì vậy việc xác định số bước trễ tối ưu là quan 
trọng. Trong nghiên cứu này chúng tôi sử dụng tiêu 
chuẩn xác định bước trễ AIC. Theo tiêu chí này 
các mô hình với chuổi dữ liệu gốc có độ trễ tối đa 
bằng 5.
Kiểm định đồng liên kết
Kết quả kiểm định nghiệm đơn vị từ phần dư 
theo phương trình (1) được trình bày trong bảng 
4. Tất cả giá trị tuyệt đối giá trị thống kê ADF lớn 
hơn trị tuyệt đối giá trị tới hạn nên kết luận phần 
dư là chuỗi dừng. Như vậy theo kết quả kiểm định 
bằng phương pháp ADF tồn tại đồng liên kết giữa 
Loại kiểm định DR3 DDR3 LD12 DLD12 PR DPR VNBOR3 DVNBOR3
Không xu hướng 2.1 6.439 2.468 6.521 2.6 10.87 3.454 6.656
Có xu hướng 4.05 6.421 3.579 6.642 4 10.87 3.89 6.631
Số bước trễ 5 4 5 4 2 0 2 1
(2)
Bảng 3: Giá trị kiểm định nghiệm đơn vị chuỗi gốc
Giá trị tới hạn của kiểm định ADF trong trường hợp không xu hướng ở các mức ý nghĩa 1%, 5% và 10% 
lần lượt là 3.469, 2.876, 2.575 và có xu hướng lần lượt là 4.013, 3.436, 3.142. Bước trễ được xác định 
theo tiêu chí AIC độ trễ dài nhất trong kiểm định là 13. 
PHÁT TRIỂN & HỘI NHẬP Số 15 (25) - Tháng 03-04/2014
Hướng Tới Ổn Định Kinh Tế Vĩ Mô VN
14
các biến lãi suất trong mô hình 
(1). Điều này ngụ ý có tồn tại 
cân bằng tương đối giữa các biến 
lãi suất theo cách tiếp cận của 
Engle-Granger.
3.2. Kết quả cân bằng dài hạn
Kết quả ước lượng các tham 
số của (1) và (2) được trình bày 
tóm tắt trong Bảng 5. Hệ số của 
tham số α
1
 trong tất cả các trường 
hợp đều có ý nghĩa thống kê ở 
mức 1%. 
Trong mô hình đo lường 
truyền dẫn lãi suất thị trường liên 
ngân hàng hoặc lãi suất chính 
sách đến lãi suất cho vay, chúng 
tôi kiểm định giả thuyết mức độ 
truyền dẫn là hoàn toàn (α
1
 =1). 
Kết quả kiểm định cho thấy giả 
thuyết truyền dẫn hoàn toàn chưa 
được chấp nhận với mức ý nghĩa 
5%.
Trong mô hình đo lường 
truyền dẫn lãi suất thị trường 
liên ngân hàng hoặc lãi suất 
chính sách đến lãi suất tiền gửi, 
kết quả kiểm định có kết luận 
khác nhau.3 Kết quả kiểm định 
cho thấy giả thuyết truyền dẫn 
hoàn toàn được không được chấp 
nhận với mức ý nghĩa 5% đối với 
phương pháp PL. Kết quả kiểm 
định giữa lãi suất chính sách và 
3 Phương trình (1)
lãi suất tiền gửi, giả thuyết truyền 
dẫn hoàn toàn cũng không được 
chấp nhận.
Các hệ số có giá trị dương, 
hàm ý mối quan hệ cùng chiều 
giữa các biến lãi suất, nghĩa là 
lãi suất thị trường liên ngân hàng 
hoặc lãi suất chính sách tăng, lãi 
suất tiền gửi và lãi suất cho vay 
cũng tăng theo. Nếu lãi suất thị 
trường liên ngân hàng có thể đại 
diện cho chi phí biên nguồn vốn 
của ngân hàng thương mại thì khi 
chi phí biên tăng ngân hàng khó 
có thể chuyển toàn bộ chi phí của 
mình sang người vay.
Thay đổi cấu trúc: Minh bạch 
chính sách tiền tệ
Như đã trình bày, để phân tích 
ảnh hưởng minh bạch chính sách 
tiền tệ đến hệ số truyền dẫn biến 
giả D07 được đưa vào mô hình. 
Chúng tôi kiểm định giả thuyết 
có sự thay đổi hệ số góc trong mô 
hình (2) trước và sau khi cải thiện 
minh bạch chính sách tiền tệ. Hệ 
số của biến tương tác của biến 
giả giúp chúng tôi kiểm định giả 
thuyết vừa nêu. Trong trường hợp 
chính sách tiền tệ minh bạch hơn, 
chúng tôi kỳ vọng hệ số truyền 
dẫn cao hơn hoặc có thể đạt mức 
hoàn toàn từ lãi suất thị trường 
liên ngân hàng hoặc lãi suất 
chính sách sang lãi suất bán lẻ. Vì 
vậy, trong mô hình thực nghiệm, 
chúng tôi kỳ vọng các hệ số của 
biến tương tác minh bạch chính 
sách tiền tệ có ý nghĩa thống kê 
và có giá trị dương để thể hiện 
tác động làm tăng hệ số truyền 
dẫn lãi suất khi minh bạch chính 
sách tiền tệ ngày càng được cải 
thiện sau khi gia nhập WTO. 
Kết quả tóm tắt tại Bảng 6 và 
Bảng 7. Bảng 6 được trình bày 
theo từng mô hình cấu trúc: Mô 
hình Ia, Ib và Ic mô tả truyền dẫn 
Ước lượng OLS Lãi suất cho vay Lãi suất tiền gửi
Biến độc lập (x) VNBOR3 PR VNBOR3 PR
Hệ số chặn 4.512* 6.242* -0.56 1.980*
Hệ số gốc 0.804* 0.733* 0.977* 0.830*
R2 0.74 0.76 0.76 0.68
DW 0.33 0.29 0.33 0.16
X2 (α1=1) 28.30 69.67 0.29 14.90
Prob 0 0 0.59 0
Ước lượng PL Lãi suất cho vay Lãi suất tiền gửi
Biến độc lập (x) VNBOR3 PR VNBOR3 PR
Hệ số chặn 4.605* 6.353* -0.385** 2.200*
Hệ số gốc 0.794* 0.719* 0.954* 0.803*
R2 0.956 0.965 0.97 0.97
DW 1.983 2.031 2.042 1.92
X2 (α1=1) 104.039 367.351 3.818 188.87
Prob 0 0 0.05 0
Loại kiểm định LD12 vs VNBOR3 LD12 vs VPR
DR3 vs 
VNBOR3 DR3 vs PR
Không xu hướng 3.654 4.350 3.778 3.044
Có xu hướng 3.871 4.418 5.268 3.277
Số bước trễ ADF 0 5 0 1
Bảng 4 Kết quả kiểm định tính dừng của phần dư
Giá trị tới hạn của kiểm định ADF trong trường hợp không xu hướng ở các mức ý nghĩa 1%, 
5% và 10% lần lượt là 3.469, 2.876, 2.575 và có xu hướng lần lượt là 4.013, 3.436, 3.142. 
Bước trễ được xác định theo tiêu chí AIC, độ trễ dài nhất trong kiểm định là 13.
Bảng 5: Truyền dẫn lãi suất bán lẻ
* Trong các bảng kết quả thực nghiệm của bài viết này *,**,*** tương ứng mức ý nghĩa 
thống kê 1%, 5% và 10%
Số 15 (25) - Tháng 03-04/2014 PHÁT TRIỂN & HỘI NHẬP 
 Hướng Tới Ổn Định Kinh Tế Vĩ Mô VN
15
lãi suất thị trường liên ngân hàng 
đến lãi suất cho vay, mô hình II 
mô tả truyền dẫn lãi suất chính 
sách đến lãi suất cho vay. Mô 
hình Ia cho biết hệ số biến tương 
tác có giá trị âm nhưng chưa có 
ý nghĩa thống kê, kết quả kiểm 
định giả thuyết hệ số biến giả và 
biến tương tác đồng thời bằng 
không chưa được chấp nhận 
ở mức ý nghĩa thống kê 10%. 
Trong mô hình Ib và Ic, mô hình 
chỉ có biến giả hoặc biến tương 
tác, hệ số của biến giả hoặc biến 
tương tác có giá trị dương và có ý 
nghĩa thống kê ở mức 5%. 
Trong mô hình Ic, kiểm định 
Wald không chấp nhận giả thuyết 
hệ số truyền dẫn bằng 1 (α
1
+ 
α
14
=1) sau giai đoạn minh bạch 
chính sách tiền tệ. Kết quả này 
cho biết không tồn tại truyền dẫn 
hoàn toàn sau minh bạch chính 
sách tiền tệ từ lãi suất thị trường 
liên ngân hàng đến lãi suất cho 
vay. 
Mô hình II cho biết hệ số biến 
tương tác có giá trị âm và có ý 
nghĩa thống kê. Tuy nhiên kiểm 
định Wald cho thấy giả thuyết 
hệ số biến giả và biến tương tác 
đồng thời bằng không được chấp 
nhận ở mức ý nghĩa 5%. Như 
vậy, trong mô hình II không có 
điểm gãy cấu trúc khi thêm vào 
biến giả D07. 
Bảng 7 xem xét mô hình 
truyền dẫn từ lãi suất thị trường 
liên ngân hàng hoặc lãi suất 
chính sách đến lãi suất tiền gửi. 
Bảng 7 gồm các mô hình cấu 
trúc: mô hình IIIa, IIIb và IIIc 
mô tả truyền dẫn lãi suất từ thị 
trường liên ngân hàng đến lãi 
suất tiền gửi, mô hình IVa, IVb 
và IVc mô tả truyền dẫn lãi suất 
từ lãi suất chính sách đến lãi suất 
tiền gửi. Tương tự như phân tích 
Biến độc lập (x) VNBOR3 PR
Ia Ib Ic II
Hệ số chặn 4.739* 4.955* 5.163* 6.246*
Hệ số gốc 0.770* 0.741* 0.714* 0.734*
D07 0.567 0.315** n/a 0.604
D07*VNBOR3 -0.032 n/a 0.036** -0.059*
R2 0.957 0.957 0.957 0.966
DW 1.998 1.990 1.981 2.043
x2 (α1=1) 9.211 67.863 41.057 24.059
Prob 0.002 0.000 0.000 0.000
x2 (α14= α15=0) 4.951 3.813
Prob 0.084 0.148
x2 (α14 =0) 4.795 4.083
Prob 0.028 0.043
x2 (α1+ α14=1) 71.262
0.000
Bảng 6: Minh bạch chính sách tiền tệ – lãi suất cho vay
α1, α14, α15 lần lượt là tham số của xt, D07 và D07*xt .Trường hợp mô hình không có đồng 
thời D07 và D07*xt khi đo α14 là tham số của D07 hoặc D07*xt . Với xt: lần lượt là lãi suất liên 
ngân hàng và lãi suất chính sách, và yt là lãi suất tiền gửi. Phương trình hồi quy như sau:
Biến độc lập (x) VNBOR3 PR
IIIa IIIb IIIc IVa IVb IVc
Hệ số chặn -0.124 0.069 0.396 2.802* 2.612* 2.976
Hệ số gốc 0.913* 0.887* 0.844* 0.681* 0.715* 0.650*
D07 0.696 0.471** n/a 0.334 0.603* n/a
D07*VNBOR3 -0.028 n/a 0.054*
D07*PR 0.043 n/a 0.089*
R2 0.971 0.971 0.971 0.980 0.980 0.980
DW 2.056 2.048 2.033 1.950 1.951 1.946
x2 (α1=1) 1.349 13.528 12.350 37.868 137.06 84.509
Prob 0.245 0.000 0.000 0.000 0.000 0.000
x2 (α14= α15=0) 9.898 19.241
Prob 0.007 0.000
x2 (α14= 0) 9.804 8.533 18.711 18.491
Prob 0.001 0.003 0.000 0.000
x2 (α1+ α14=1) 12.149 168.395
Prob 0.000 0.000
Bảng 7 Minh bạch chính sách tiền tệ – lãi suất tiền gửi
α1, α14, α15 lần lượt là tham số của xt, D07 và D07*xt .Trường hợp mô hình không có đồng 
thời D07 và D07*xt khi đo α14 là tham số của D07 hoặc D07*xt . Với xt: lần lượt là lãi suất liên 
ngân hàng và lãi suất chính sách, và yt là lãi suất tiền gửi. Phương trình hồi quy như sau:
PHÁT TRIỂN & HỘI NHẬP Số 15 (25) - Tháng 03-04/2014
Hướng Tới Ổn Định Kinh Tế Vĩ Mô VN
16
truyền dẫn lãi suất ở lãi suất cho 
vay, kiểm định giả thuyết hệ số 
của biến giả và biến tương tác 
đồng thời bằng không chưa đủ 
bằng chứng chấp nhận giả thuyết 
ở mức ý nghĩa thống kê 5%.
Các kết quả ước lượng và 
kiểm định cho biết hệ số biến 
tương tác của biến giả có giá trị 
dương và có ý nghĩa thống kê ở 
mức 1% (mô hình IIIc và IVc). 
Như vậy trong trường hợp này, 
hiệu ứng của biến minh bạch 
chính sách tiền tệ có ảnh hưởng 
đúng với kỳ vọng nghiên cứu. 
Trong mô hình IIIc và IVc, kiểm 
định Wald không chấp nhận 
giả thuyết truyền hệ số truyền 
dẫn bằng 1 (α
1
+ α
14
=1) sau giai 
đoạn minh bạch chính sách tiền 
tệ. Điều này hàm ý rằng không 
tồn tại truyền dẫn hoàn toàn từ 
lãi suất thị trường liên ngân hàng 
hoặc lãi suất chính sách đến lãi 
suất tiền gửi sau minh bạch chính 
sách tiền tệ. 
Bảng 6 và 7 cũng cho thấy 
hầu hết kết quả đều bác bỏ giả 
thuyết truyền dẫn hoàn toàn ở 
mức ý nghĩa thống kê 5%. Ở 
một số quốc gia châu Á và Đông 
Nam Á khác, các nghiên cứu của 
Wang & Lee (2009), Zulkhibri 
(2012) đều tìm thấy hệ số truyền 
dẫn lãi suất thị trường liên ngân 
hàng sang lãi suất cho vay <1. 
Kết quả ở VN trong nghiên cứu 
này cũng tương tự. Tuy nhiên, 
truyền dẫn lãi suất bán lẻ mặc 
dù không hoàn toàn nhưng hệ 
số truyền dẫn đối với lãi suất 
cho vay trung bình vào khoảng 
70-80% và lãi suất tiền gửi trung 
bình khoảng 80-90% hàm ý rằng 
hiệu ứng của công cụ lãi suất gần 
đạt được mức kỳ vọng của ngân 
hàng nhà nước.
3.3. Truyền dẫn lãi suất bán lẻ tức 
thời
Để phân tích quan hệ động 
của thay đổi lãi suất bán lẻ trước 
những thay đổi của lãi suất thị 
trường liên ngân hàng hoặc lãi 
suất chính sách, mô hình hiệu 
chỉnh sai số (ECM) được áp 
dụng. 
Trong phần này chúng tôi 
trình bày và thảo luận mô hình 
ECM triển khai trên mô hình 
(2). 
Kết quả được trình bày tóm 
tắt trong Bảng 8. Mô hình Va và 
Vb mô tả quan hệ theo mô hình 
hiệu chỉnh sai số từ lãi suất thị 
trường liên ngân hàng hoặc lãi 
suất chính sách đến lãi suất cho 
vay. Mô hình VIa và VIb mô tả 
quan hệ theo mô hình hiệu chỉnh 
sai số từ lãi suất thị trường liên 
ngân hàng hoặc lãi suất chính 
sách đến lãi suất tiền gửi.
Kết quả từ Bảng 8 cho thấy 
hệ số hiệu chỉnh có dấu trùng 
với kỳ vọng ở kết quả mô hình 
Va và Vb. Hệ số hiệu chỉnh sai 
số không đúng với kỳ vọng trong 
VIa và VIb. Như vậy kết quả này 
củng cố về mối quan hệ đồng 
liên kết lãi suất cho vay với lãi 
suất thị trường và lãi suất chính 
sách. Vì vậy các phân tích liên 
quan đến điều chỉnh tức thời 
được tập trung vào hai mối quan 
hệ này. Phần hiệu chỉnh sai số 
khi lệch khỏi vị trí cân bằng dài 
hạn của lãi suất cho vay khi có 
sự thay đổi lãi suất thị trường và 
lãi suất chính sách có độ lớn lần 
lượt là 0.077 và 0.197. Như vậy 
trung bình có khoảng 0.077% sai 
lệch mối quan hệ lãi suất cho vay 
với lãi suất thị trường của kỳ này 
được điều chỉnh trong kỳ tiếp 
theo để mối quan hệ này trở về 
trạng thái cân bằng. Đối với lãi 
suất chính sách mức điều chỉnh 
sai lệch vào khoảng 0.197% 
trong kỳ tiếp theo. 
Độ trễ điều chỉnh trung bình 
(MAL) đo lường tốc độ mà lãi 
suất bán lẻ phản ứng đối với 
các chuyển động của lãi suất thị 
trường và lãi suất chính sách theo 
bước trễ lần lượt là 8,276 và 2,23 
tháng. Như vậy đối với mối quan 
hệ giữa lãi suất cho vay với lãi 
suất thị trường, khi tổ hợp lệch 
khỏi vị trí cân bằng, quá trình 
hiệu chỉnh rất chậm và mất rất 
nhiều thời gian (hơn 8 tháng ) để 
trở lại trạng thái cân bằng.
3.4. Truyền dẫn lãi suất tiền gửi 
tiếp cận từ mô hình ARDL
Chúng tôi thực hiện mô hình 
ARDL để củng cố kết quả nghiên 
cứu. Mô hình có hệ số chặn và 
không bao gồm biến hiệu chỉnh 
sai số. Độ trễ tối ưu trong mô 
hình được xác định theo tiêu chí 
AIC. 
Kết quả thực nghiệm mô hình 
ARDL được tóm tắt trong Bảng 
9. Các trường hợp tác động của 
minh bạch chính sách tiền tệ đến 
mối quan hệ lãi suất tiền gửi với 
lãi suất thị trường liên ngân hàng 
đều có ý nghĩa thống kê và mang 
Biến (x) LD12 vs VNBOR3 LD12 vs PR DR vs VNBOR3 DR vs PR
Mô hình (Va) (Vb) (VIa) (VIb
β0 0.288* 0.404* 0.294* 0.363*
δ -0.077*** -0.197* 0.002 -0.045
MAL 8.276 2.223 n/a n/a
Bảng 8: Truyền dẫn lãi suất bán lẻ tức thời và tốc độ điều chỉnh
Số 15 (25) - Tháng 03-04/2014 PHÁT TRIỂN & HỘI NHẬP 
 Hướng Tới Ổn Định Kinh Tế Vĩ Mô VN
17
giá trị dương. Trong khi đối với 
mối quan hệ lãi suất chính sách 
hệ số không có ý nghĩa thống kê 
nhưng mang giá trị âm. Như vậy 
chỉ có hai trường hợp có bằng 
chứng thống kê ủng hộ giả thuyết 
thay đổi lãi suất tiền gửi trước và 
sau minh bạch chính sách tiền 
tệ.
Bảng 9 cũng trình bày kết quả 
hệ số truyền dẫn lãi suất bán lẻ 
cân bằng tiếp cận theo mô hình 
(4). Độ lớn hệ số truyền dẫn 
không giống nhau giữa các mô 
hình. Tuy nhiên, tất cả các trường 
hợp đều cho thấy mức truyền dẫn 
không hoàn toàn. Hệ số truyền 
dẫn lãi suất bán lẻ đối lãi suất thị 
trường dao động trong 0.16 đến 
0.67.
Độ trễ của mô hình xác định 
theo tiêu chí AIC, x
t
: lần lượt là 
lãi suất liên ngân hàng và lãi suất 
chính sách, độ trễ trong mô hình 
lần lượt là 1 và 0. Và y
t
 là lãi suất 
lãi suất tiền gửi, độ trễ trong mô 
hình là 4. 
là hệ số truyền dẫn 
sau minh bạch chính 
sách tiền tệ. Phương trình hồi 
quy như sau:
4. Kết luận
Phân tích mức độ truyền dẫn 
lãi suất có ý nghĩa vô cùng quan 
trọng cho việc đánh giá hiệu quả 
chính sách tiền tệ của NHTW. 
Trong bài viết này chúng 
tôi đã thảo luận các nền tảng lý 
thuyết về truyền dẫn lãi suất và 
bất cân xứng trong truyền dẫn 
lãi suất, đặc biệt chúng tôi nhấn 
mạnh đến tính minh bạch trong 
chính sách tiền tệ có tác động 
đáng kể đến hiệu quả chính sách 
tiền tệ thông qua việc làm tăng 
mức độ truyền dẫn lãi suất. 
Các kết quả nghiên cứu chính 
từ phân tích thực nghiệm cho 
thấy:
(1) Mức độ truyền dẫn không 
hoàn toàn từ lãi suất thị trường 
và lãi suất chính sách đến lãi suất 
cho vay và lãi suất tiền gửi. Điều 
này ngụ ý rằng NHNN VN chưa 
sử dụng hiệu quả công cụ lãi suất 
để điều hành chính sách tiền tệ.
(2) Có bằng chứng về ảnh 
hưởng của các yếu tố minh bạch 
chính sách tiền tệ đến truyền dẫn 
từ lãi suất thị trường liên ngân 
hàng và lãi suất chính sách đến 
lãi suất bán lẻ. Tuy nhiên trong 
khi minh bạch chính sách tiền tệ 
làm tăng hệ số truyền dẫn từ lãi 
suất thị trường liên ngân hàng 
đến lãi suất bán lẻ thì lại không 
thấy tác động từ lãi suất chính 
sách đến lãi suất bán lẻ. Theo 
chúng tôi, sở dĩ như thế là do 
lãi suất chính sách mà NHNN 
công bố chỉ mang tính chất tham 
khảo thể hiện “ý chí” của NHNN 
nhiều hơn là phản ảnh cung cầu 
của thị trường.
Variable VNBOR3 VNBOR3 VNBOR3 VNBOR3 PR PR PR PR
Xa Xb Xc Xd XIa XIb XIc XId
DDR3(-1) 0.395* 0.394* 0.347* 0.345* 0.433* 0.433* 0.431* 0.431*
DDR3(-2) -0.311* -0.312* -0.344* -0.345* -0.218* -0.218* -0.217* -0.217*
DDR3(-3) 0.209** 0.208** 0.197** 0.196** 0.211** 0.211** 0.210** 0.210**
DDR3(-4) -0.200* -0.200* -0.191* -0.192* -0.206* -0.206* -0.206* -0.206*
DVNBOR3 0.295* 0.296* 0.051 0.049
DVNBOR3(-1) 0.119*** 0.119*** 0.110*** 0.111***
DPR 0.340* 0.340* 0.349* 0.348*
D07 0.039 0.053 0.009 0.009
D07DVNBOR3 0.381* 0.385*
D07DPR -0.034 -0.034
C 0.012 -0.003 0.009 -0.012 0.009 0.005 0.010 0.006
0.676 0.676 0.171 0.169 0.436 0.435 0.445 0.445
0.576 0.575
Bảng 9: Hệ số truyền dẫn lãi suất tiền gửi tiếp cận mô hình ARDL
(Xem tiếp trang 21)