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

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

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

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

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

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

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

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

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

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

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

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

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


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

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


shi

(200 0

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

(1 9

62), Sr i

vas t

ava

&

Gil e

s

(198 7

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

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

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

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