BỘ GIÁO DỤC VÀ ĐÀO TẠO
TRƯỜNG ĐẠI HỌC KINH TẾ TP. HỒ CHÍ MINH
BÙI VIỆT CHƯƠNG
MỐI QUAN HỆ GIỮA CHÍNH SÁCH TIỀN TỆ VÀ
GIÁ TÀI SẢN
LUẬN VĂN THẠC SỸ KINH TẾ
TP. HCM, tháng 10/2013

BỘ GIÁO DỤC VÀ ĐÀO TẠO


Tác giả

Bùi Việt Chương

MỤC LỤC
TRANG PHỤ BÌA
LỜI CAM ĐOAN
MỤC LỤC
DANH MỤC CÁC BẢNG
DANH MỤC CÁC HÌNH VẼ
TÓM TẮT


DANH MỤC CÁC BẢNG

Bảng 4-1: Dữ liệu thống kê mô tả từ thời gian tháng 1. 2001 đến 05.2012. 16
Bảng 4-2: Dữ liệu thống kê mô tả từ thời gian tháng 7. 2007 đến 05.2012 17
Bảng 4-3: Hệ số tương quan 18
Bảng 4-4: Kiểm định tính dừng 19
Bảng 4-5: Kiểm định đồng liên kết (mô hình 3 biến) 20
Bảng 4-6: Kiểm định đồng liên kết (mô hình 6 biến) 21
Bảng 5-1: Kết quả kiểm định nhân quả Granger (mô hình 3 biến) 23
Bảng 5-2: Xác định độ trễ tối ưu (mô hình 3 biến) 24
Bảng 5-3: Kết quả từ mô hình VECM với ba biến 25

TÓM TẮT

Kể từ sau giai đoạn khủng hoảng bắt đầu vào mùa hè năm 2007, nhiều nhà nghiên cứu
đã đánh giá cao vai trò của chính sách tiền tệ, các cuộc tranh luận về tầm quan trọng của
chính sách tiền tệ trong vai trò ổn định giá tài sản được đề cập trong nhiều tài liệu nghiên
cứu gần đây. Với mục tiêu xem xét mối quan hệ giữa chính sách tiền tệ và giá tài sản tại
Việt Nam, chúng tôi đã thực hiện nghiên cứu này trong giai đoạn từ tháng 01/2001 đến
tháng 05/2012.
Chúng tôi đã sử dụng phương pháp VECM để thực hiện bài nghiên cứu này, vì dữ liệu
hàng tháng có nhược điểm là biến GDP (chỉ được công bố hàng quý), tỷ giá hiệu dụng
thực chưa được tính toán chính thức từ các tổ chức có uy tín nên chúng tôi tiếp cận theo
hai bước, với mô hình ban đầu dựa trên các tài liệu nghiên cứu trước chúng tôi xem xét
mối quan hệ giữa giá tài sản và chính sách tiền tệ thông qua sáu biến gồm chỉ số giá hàng
hóa, chỉ số giá chứng khoán, lãi suất tái chiết khấu, GDP thực, tỷ giá hối đoái hiệu dụng
thực và cung tiền M2. Sau đó, chúng tôi thiết lập mô hình ba biến gồm chỉ số giá hàng

Luồng quan điểm thứ ba, dẫn đầu bởi Tymoigne (2006) cho rằng không tìm thấy một
chính sách tiền tệ phù hợp cho các Ngân hàng trung ương. Trong trường hợp này, tác giả
đề nghị Ngân hàng trung ương nên chú trọng vào việc duy trì tính ổn định giá tài sản, các
vấn đề khác của nền kinh tế thì nên được kiểm soát và tổ chức thực hiện bởi các tổ chức
công chuyên biệt khác.
2
Tại Việt Nam không có nhiều nghiên cứu định lượng về mối quan hệ giữa chính sách
tiền tệ và giá tài sản, một số ít các nghiên cứu định lượng chủ yếu sử dụng phương pháp
OLS (ordinary least squares), Bùi Duy Phú (2007) đã nghiên cứu dữ liệu trong giai đoạn
đổi mới của nền kinh tế Việt Nam và tìm thấy khi cung tiền (M2) tăng 10% thì CPI tăng
3,33%.
Trong cuộc khủng hoảng kinh tế vừa qua, Việt Nam cũng sử dụng công cụ lãi suất như
một công cụ chính trong điều hành nền kinh tế, cụ thể năm 2008, với tám lần điều chỉnh
lãi suất cơ bản, về mặt thực tế Ngân hàng trung ương đã kiềm chế được lạm phát. Tuy
nhiên, thành quả có được là do công cụ chính sách tiền tệ của Ngân hàng trung ương là
hiệu quả, hay là do những nỗ lực khác từ Chính phủ trong việc hạ nhiệt chỉ số giá. Mục
tiêu nghiên cứu của chúng tôi xem xét mối quan hệ giữa chính sách tiền tệ với giá tài sản,
thông qua mối quan hệ giữa lãi suất và chỉ số giá CPI để giải quyết câu hỏi nghiên cứu
liệu Việt Nam có nên xem công cụ lãi suất trong chính sách tiền tệ là công cụ có tính
quyết định trong việc ổn định giá cả.
Giai đoạn khởi đầu của chuỗi dữ liệu mà chúng tôi quan sát, cũng là giai đoạn đầu thị
trường chứng khoán Việt Nam đi vào hoạt động. Những diễn biến hàng ngày của thị
trường chứng khoán thường được ví như biểu kế đo lường sức khỏe của nền kinh tế. Vậy
những thay đổi của chính sách tiền tệ có tác động như thế nào đến thị trường chứng khoán
và liệu rằng thông tin từ thị trường chứng khoán có hữu ích cho các nhà thực thi chính
sách ban hành hay điều chỉnh chính sách tiền tệ cho phù hợp với diễn biến từ thị trường
chứng khoán. Đây là mục tiêu thứ hai của chúng tôi trong bài nghiên cứu này.

4
CHƯƠNG 2: KHUNG LÝ THUYẾT VÀ TỔNG QUAN
CÁC NGHIÊN CỨU TRƯỚC ĐÂY

2.1. Cơ chế truyền dẫn của Chính sách tiền tệ
Có nhiều công cụ của chính sách tiền tệ như lãi suất, dự trữ bắt buộc hay thông qua
thị trường mở. Nhưng bằng công cụ nào thì mục đích của chính sách tiền tệ vẫn là tác
động vào cung tiền và từ đó ổn định giá cả. Nyamongo và Misati (2010) đã dựa trên nhiều
tài liệu nghiên cứu khác nhau của nhiều tác giả và chỉ ra rằng chính sách tiền tệ đi vào nền
kinh tế thông qua 04 kênh chính là: Kênh lãi suất (interest rate channel), Kênh tỷ giá
(exchange rate channel), Kênh tín dụng (credit channel) và Kênh kỳ vọng (expectations
channel) được phác họa như hình 2-1.
Kênh tín dụng – thông qua hoạt động cho vay cá nhân và doanh nghiệp. Khi Ngân
hàng trung ương muốn ổn định giá cả bằng cách giảm lượng tiền đang lưu thông, Ngân
hàng trung ương có thể yêu cầu các ngân hàng thương mại tăng dự trữ và vì vậy giảm đi
lượng tiền có thể cho vay. Khi cung tiền giảm các cá nhân và doanh nghiệp sẽ khó tiếp
cận được nguồn vốn từ các ngân hàng thương mại trong hoạt động đầu tư tài sản. Mặc
khác việc khó tiếp cận nguồn vốn từ ngân hàng sẽ đưa các doanh nghiệp và cá nhân tập
trung vào các dự án có rủi ro cao (hiệu quả cao nhưng xác suất thành công thấp), gây ra
những sự lựa chọn bất lợi và rủi ro đạo đức. Và để tránh sự lựa chọn bất lợi và rủi ro đạo
đức, các ngân hàng thương mại sẽ chủ động sàng lọc cẩn thận hơn các khách hàng của


Kênh lãi suất – đây là kênh truyền thống và lãi suất cũng là công cụ quan trọng bậc
nhất trong các công cụ của chính sách tiền tệ. Thông qua việc điều chỉnh lãi suất cơ bản,
lãi suất tái chiết khấu, Ngân hàng trung ương sẽ tác động vào lãi suất danh nghĩa ngắn hạn
và từ đó tác động đến lãi suất dài hạn được cung cấp bởi các ngân hàng thương mại đến
khách hàng của họ. Lãi suất trung dài hạn cao sẽ hạn chế các doanh nghiệp đầu tư vào tài
sản cố định, đồng thời chi phí vay cao cũng sẽ hạn chế các cá nhân mua sắm hàng hóa có
Chính sách
tiền tệ
Lãi suất ngắn hạn
Lãi suất dài hạn
Kỳ vọng
Dự trữ ngân hàng
Giá tài sản, vốn
và Bất động sản
Tín dụng khu
vực tư nhân
Sự lựa chọn bất lợi,
rủi ro đạo đức
Cầu nội địa
Tổng cầu
Cầu từ bên ngoài
Chệch lệch lãi suất
nội địa và bên ngoài
Tài khoản vốn
Tỷ giá hối đoái
Xuất khẩu ròng
Áp lực lạm
phát
Giá nhập

ngược lại một sự gia tăng trong lạm phát sẽ khuyến khích việc sử dụng đòn bẩy để thâu
tóm tài sản dẫn đến sự phân bổ tài sản bất hợp lý và cả hai điều này sẽ làm tổn thương nền
kinh tế. Điều này hàm ý có sự tương quan hai chiều giữa chính sách tiền tệ và ổn định giá
7
tài sản, khi giá tài sản được duy trì ổn định thì lãi suất sẽ trở nên dễ dự đoán hơn và phần
bù lạm phát trong lãi suất trung hạn sẽ được tối thiểu hóa, hay nói cách khác lãi suất trung
hạn và ngắn hạn sẽ rất gần nhau và điều này sẽ góp phần ổn định giá tài sản.
Ngược lại, Garcia và Pedro (2003), Bean (2003) đã chỉ ra rằng chính sách tiền tệ với
mục tiêu ổn định giá cả có thể kích hoạt sự bất ổn tài chính. Lập luận cho rằng chính sách
tiền tệ giúp cho giá cả ổn định trong một thời gian dài sẽ tạo động lực cho tăng trưởng
kinh tế, các ngân hàng thương mại sẽ dư thừa tiền và điều này sẽ thúc đẩy hoạt động cho
vay, các tài sản thế chấp giờ đây sẽ được định giá cao hơn, ở khía cạnh khác ổn định giá
cả sẽ khiến cho các doanh nghiệp tăng cường đầu tư và làm sản lượng vượt quá nhu cầu
của nền kinh tế gây ra lạm phát. Để kiểm soát lạm phát lãi suất cần điều chỉnh nhanh
chóng và kịp thời, nhưng các ngân hàng thương mại không thể ngay lập tức điều chỉnh lãi
suất cân đối với rủi ro thị trường vì các hợp đồng tín dụng đã ký.
Quan điểm thứ ba được đưa ra bởi Tymoigne (2006) cho rằng không nên tìm kiếm vai
trò của ổn định giá tài sản đến các chính sách của Ngân hàng trung ương và ngược lại.
Theo quan điểm này, Ngân hàng trung ương chỉ cần tập trung các nguồn lực vào duy trì
tính ổn định tài chính, còn các vấn đề khác của nền kinh tế, hãy để các tổ chức công khác
lo liệu. Lý do này được rút ra từ một định đề của Keynes (1936) và Fazzari với các cộng
sự (1988), đã chỉ ra rằng Ngân hàng trung ương chỉ ảnh hưởng rất yếu vào lạm phát bởi vì
họ không được toàn quyền kiểm soát dự trữ và cung tiền tệ, và quan trọng nhất lạm phát
không phải là một hiện tượng kinh tế bị ảnh hưởng duy nhất bởi các chính sách tiền tệ.
Hơn nữa, tác động của Ngân hàng trung ương vào đầu ra rất gián tiếp bởi vì phải thông
qua hoạt động đầu tư, và hiệu quả của hoạt động tư mới quyết định đến sản lượng của nền
kinh tế chứ không phải là lãi suất trung dài hạn.

ương chỉ ảnh hưởng một tỷ lệ rất nhỏ đến thị trường vốn, những hành động này chỉ là
truyền đi tín hiệu kỳ vọng của Ngân hàng trung ương, và rất khó để tìm ra cơ chế hoạt
động giữa kỳ vọng của nhà đầu tư và chính sách tiền tệ thắt chặt. Nếu nhà đầu tư tin rằng
có bong bóng tài sản hình thành trong tương lai. Tùy vào khẩu vị rủi ro, một số nhà đầu tư
sẽ cho đây là cơ hội để gia tăng thu nhập, và vì vậy quá đơn giản khi nghĩ rằng việc gia
9
tăng lợi ích biên trong lãi suất có thể thay đổi quan điểm đầu tư của các nhà đầu tư có
khẩu vị rủi ro cao này. Một vấn đề nữa là, Ngân hàng trung ương và các ngân hàng
thương mại không phải là nguồn cung tiền duy nhất trong nền kinh tế. Theo luận điểm
này, để giải quyết vấn đề bong bóng giá tài sản cần giám sát chặt vào hệ thống tài chính
hơn là chỉ dựa vào các công cụ của chính sách tiền tệ (Posen, 2006).

2.4. Những nghiên cứu về mối quan hệ giữa chính sách tiền tệ và biến động giá trên
thị trường chứng khoán
Mansor và Hassanudddeen (2003), Kam và Mohammed (2006), Erra Floerkemeier
(2006), Samkharadze (2008) đã chỉ ra rằng chính sách tiền tệ có thể ảnh hưởng đến tính
ổn định của giá chứng khoán thông qua ba kênh.
Hiệu ứng Tobin q: Trong mô hình Tobin q, nếu q cao hàm ý giá trị thị trường của công
ty cao hơn so với các chi phí hoạt động và đầu tư tài sản mới, trong trường hợp này công
ty sẽ phát hành cổ phiếu để trang trải cho các chi phí đầu tư. Nếu Ngân hàng trung ương
thực hiện chính sách tiền tệ mở rộng, việc nắm giữ trái phiếu sẽ không có lợi bằng việc
nắm giữ cổ phiếu (do lãi suất thấp), điều này sẽ gia tăng nhu cầu về cổ phiếu, và làm tăng
giá cổ phiếu trên thị trường.
Mishkin (2001) cho rằng khi giá cổ phiếu tăng các doanh nghiệp sẽ tận dụng cơ hội
này để đầu tư thêm các tài sản dài hạn, làm tăng sản lượng đầu ra, có thể mô tả qua cơ chế
như sau:
M

(2)
Theo đó, M đại diện cho chính sách tiền tệ, P
s
là giá chứng khoán, q trong mô hình
Tobin q, c là chi phí của vốn, I là đầu tư, Y là sản lượng đầu ra,

đại diện cho việc gia
tăng hoặc mở rộng đối với trường hợp đứng cạnh M và

đại diện cho giảm.
Hiệu ứng bảng cân đối kế toán: Chính sách tiền tệ mở rộng sẽ làm lãi suất giảm, kích
thích hoạt động đầu tư và làm gia tăng tiêu dùng, việc giảm lãi suất cũng làm giảm rủi ro
10
đạo đức trong vấn đề bất cân xứng thông tin, điều này làm cho bảng cân đối kế toán của
công ty trở nên trong sạch và lành mạnh từ đó thúc đẩy tăng giá chứng khoán trên thị
trường.
Mishkin (2001) thì mô tả cơ chế chính sách tiền tệ thông qua thị trường chứng khoán
tác động vào sản lượng đầu ra như sau:
M

 P
s


 NW



nhân tố ảnh hưởng đến thị trường chứng khoán. Đầu tiên, những tin tức về việc chia cổ
tức trong thời gian tới sẽ làm gia tăng giá chứng khoán. Thứ hai, những tin tức về việc
tăng lãi suất trong thời gian tới sẽ làm giảm giá cổ phiếu. Và cuối cùng, thông tin về
những nhà đầu tư lớn đang chịu một phần bù rủi ro cao trong việc nắm giữ chứng khoán
sẽ làm giảm giá cổ phiếu. Như vậy, lãi suất cao sẽ làm giảm giá trị cổ tức khi chiết khấu
dòng tiền về thời điểm hiện tại, lãi suất cao làm việc nắm giữ cổ phiếu không có lợi so với
việc nắm giữ trái phiếu. Do vậy, Ngân hàng trung ương nên theo dõi động thái của các
nhà đầu tư phản ứng như thế nào để có những chính sách phù hợp.

11
CHƯƠNG 3: PHƯƠNG PHÁP NGHIÊN CỨU

3.1. Lựa chọn mô hình nghiên cứu
Trong khi các nhà kinh tế học vẫn còn nhiều tranh cãi về mối quan hệ giữa chính sách
tiền tệ và giá tài sản. Về mặt quan điểm chúng tôi cho rằng, tùy mỗi giai đoạn thời gian
khác nhau và tùy thuộc vào đặc điểm của từng quốc gia mà mối quan hệ này có thể được
giải thích hợp lý theo từng luồng quan điểm. Misati và Nyamongo (2012), đã sử dụng
phương pháp VAR (vector auto regression) để xem xét mối quan hệ giữa chính sách tiền
tệ và giá tài sản. Mô hình đã sử dụng sáu biến bao gồm logarit của GPD thực, logarit của
chỉ số giá (CPI), logarit của cung tiền (M3), lãi suất ngắn hạn (R) và tỷ giá hối đoái hiệu
lực danh nghĩa (NEER) với dữ liệu nghiên cứu từ Quý 1 năm 1996 đến Quý 2 năm 2009.
Chúng tôi đánh giá phương pháp mà hai tác giả sử dụng có ưu điểm trong việc thu thập số
liệu, tuy nhiên nhược điểm là chỉ có 56 quan sát và việc xác định độ trễ theo sáu biến sẽ
làm hạn chế đi khả năng giải thích của mô hình.

Các dữ liệu kinh tế Vĩ mô thường không dừng và nếu sử dụng dữ liệu không dừng
trong hồi quy sẽ đưa ra kết quả hồi quy giả, kiểm định t và F sẽ không có ý nghĩa (Nelson
và Plosser, 1982). Do vậy bước đầu tiên của việc nghiên cứu, chúng tôi sẽ kiểm định tính
dừng của các chuỗi dữ liệu, với phương pháp ADF (Augmented Dickey-Fuller) và
phương pháp kiểm định tính dừng của Philips – Perron thường được sử dụng nhiều trong
các nghiên cứu liên quan đến dữ liệu chuỗi thời gian như Liu, Margaritis và Tourani-Rad
(2008) Mukhatar, Javed và Ilyas (2010), Misati và Nyamongo (2012), Tô Trung Thành
(2012)…. Dựa trên phương trình kiểm định tính dừng được mô tả như sau:


= α + βt + Ф
t


+







+ ε
t
(4)
Theo đó X là biến cần được kiểm tra tính dừng,  được hiểu là lấy sai phân bậc một, t
là biến xu thế theo thời gian, ε
t
là sai số ngẫu nhiên tại thời điểm t, n là độ trễ tối ưu, việc
lựa chọn độ trễ phải đảm bảo sai số (error term) là ngẫu nhiên (white noise). α, β, Ф,  là

+ v
t
(5)
Theo đó Z
t
= a6x1 vector của những biến được đồng liên kết bậc 1 (i.e.I(1)).
Z bao gồm các biến LOGPCI (logarit của chỉ số giá), RATE (lãi suất), LOGVNI
(logarit của chỉ số giá chứng khoán), LOGGDP (logarit của GDP), LOGM2 (logarit của
cung tiền), REER (tỷ giá hiệu dụng thực), K là tham số được biểu diễn theo ma trận 6x6,
Π ma trận tham số 6x6 và v
t
sai số từ phương trình hồi quy trên.
r là số vector đồng liên kết, Z bao gồm sáu biến nên hạng của r = [0,5]. Để xác định số
lượng vector đồng liên kết Johansen đã phát triển hai chỉ số kiểm định bao gồm trace test
(λ
trace
) và maximum eigenvalue test (λ
max
). Dutta và Ahmed (1997); Odhiambo (2005)
khuyên dùng chỉ số λ
max
trong trường hợp λ
trace
và λ
max
cho ra kết quả trái ngược nhau.

3.4. Thiết lập mô hình nghiên cứu với sáu biến
Engle và Granger (1987) đã chứng minh rằng nếu tồn tại một cặp chuỗi dữ liệu đồng
liên kết, thì sự thay đổi trong một biến phụ thuộc sẽ kéo theo sự thay đổi trong một biến

+







+















+









+







+















+





+







+







+

















+







+







+









+







+







+







+









+







+







+







+



LOGCPI, RATE, LOGVNI, LOGGDP, LOGM2, REER sẽ có mối quan hệ trong dài hạn,
tuy nhiên trong ngắn hạn mối quan hệ này có thể không cân bằng, ECT được xem sai số
hiệu chỉnh cho biết sự chênh lệch giữa trạng thái cân bằng trong dài hạn và ngắn hạn, hệ
số  cho biết mức độ điều chỉnh từ ngắn hạn về dài hạn.

3.5. Thiết lập mô hình nghiên cứu với ba biến
Tuy nhiên, như đã phân tích với những giới hạn về dữ liệu nghiên cứu trong mô hình
sáu biến, các biến GDP (số liệu được chuyển từ quý sang tháng) và REER (số liệu từ
nguồn tự tính toán) có độ tin cậy không cao. Chúng tôi thiết lập mô hình VECM với ba
biến LOGCPI, LOGVNI, RATE có nguồn dữ liệu đáng tin cậy từ IMF và các biến này đủ
để giải quyết mục tiêu nghiên cứu mà chúng tôi đã đề ra.
15


= 

+







+










+







+








+










+







+ 

(14)
Theo đó LOGCPI là logarit của chỉ số giá, RATE là lãi suất, LOGVNI là logarit của
chỉ số giá chứng khoán
  , ,  là các hệ số hồi quy
ECT là sai số cân bằng (equilibrium error)

4.2. Thống kê mô tả dữ liệu
Bảng 4-1: Dữ liệu thống kê mô tả từ thời gian tháng 01.2001 đến 05.2012.
Chuỗi
Trung bình
Trung vị
Tối đa
Tối thiểu
Độ lệch chuẩn
CPI
123,93
108,33
214,32
79,49
41,00
17
RATE
7,26
7,26
15,00
4,80
3,20
VNI
156,05
148,04
431,13
51,62

164,67
157,96
214,32
116,65
28,46
RATE
9,95
8,00
15,00
6,50
3,25
VNI
192,49
174,75
403,62
93,12
69,32
GDP
136.732,7
136.008,6
177.765,0
105.663,5
15.089,64
M2
1,952,124
1,910,590
2,921,580
1,056,450
573,212,3
REER