Truyền dẫn của chính sách tiền tệ qua kênh giá tài sản tài chính: Nghiên cứu thực nghiệm tại Việt Nam

 2.871645 42336.62 233.8886 88.12633
Skewness 0.198493 0.774461 0.143759 1.215853 1.103548 1.137698 1.266000 0.185943 1.270048 0.998528
Kurtosis 2.464050 1.971622 1.931308 3.675660 2.914786 2.964778 3.692266 1.627328 4.316806 3.245128
N 120 120 120 120 120 120 120 120 120 84 [2]
Ma trận ràng buộc A:
 1.000000 0.000000 0.000000 0.000000 0.000000 0.000000 0.000000
 0.007837 1.000000 0.000000 0.000000 0.000000 0.000000 0.000000
 0.068598 0.137012 1.000000 0.000000 0.000000 0.000000 0.000000
-0.874772*** -0.296360*** -0.801945*** 1.000000 0.000000 0.000000 0.000000
-2.839245*** 2.504415*** 4.569221*** 0.021218 1.000000 80.50813*** 0.000000
 0.000000 0.000000 -0.504678*** 0.083184 -1.155888*** 1.000000 0.000000
 0.113516 0.032222 -0.022876 0.020938 -0.028818 -1.456937 1.000000
LR kiểm định các ràng buộc quá đáng: 
Chi-square(8) 2728.073 P-value 0.0000
Bảng 2: Mô tả dữ liệu nghiên cứu
Nguồn: Kết quả từ tính toán của tác giả.
Bảng 3. Mô tả dữ liệu đã xử lý tính mùa vụ
Nguồn: Kết quả từ tính toán của tác giả.
Bảng 4. Kết quả ước lượng ma trận ràng buộc A cho mô hình SVAR của VN-Index
Số 19 (29) - Tháng 11-12/2014 PHÁT TRIỂN & HỘI NHẬP 
 Nghiên Cứu & Trao Đổi
17
-.08
-.04
.00
.04
.08
1 2 3 4 5 6 7 8 9 10 11 12
Response of DLHNX to DLOIL_SA
-.08
-.04
.00
.04
.08
1 2 3 4 5 6 7 8 9 10 11 12
Response of DLHNX to DLIP_SA
-.08
-.04
.00
.04
.08
1 2 3 4 5 6 7 8 9 10 11 12
Response of DLHNX to CPI_SA
-.08
-.04
.00
.04
.08
1 2 3 4 5 6 7 8 9 10 11 12
Response of DLHNX to PR_SA
-.08
-.04
.00
.04
.08
1 2 3 4 5 6 7 8 9 10 11 12
Response of DLHNX to DLM2_SA
-.08
-.04
.00
.04
.08
1 2 3 4 5 6 7 8 9 10 11 12
Response of DLHNX to DLNEER_SA
Response to Cholesky One S.D. Innovations ± 2 S.E.
Ma trận ràng buộc A:
 1.000000 0.000000 0.000000 0.000000 0.000000 0.000000 0.000000
 0.037325 1.000000 0.000000 0.000000 0.000000 0.000000 0.000000
-0.987367*** -1.701446*** 1.000000 0.000000 0.000000 0.000000 0.000000
-2.120207*** 17.65959*** -0.063743 1.000000 50.47554*** 162.1208*** 0.000000
 0.000000 -3.139855*** 0.107865 -0.993622*** 1.000000 0.000000 0.000000
 0.638129*** -0.197838 -0.003647 -0.494511*** -63.97366*** 1.000000 0.000000
 0.271337 0.050889 0.018503 -0.027269 -2.805460 -1.565545 1.000000
LR kiểm định các ràng buộc quá đáng: 
Chi-square(8) 1160.981 P-value 0.0000
phản ứng ngược lại.
Như vậy, tại VN, CSTT VN 
có tác động mạnh đến chỉ số VN-
Index thông qua tác động của cung 
tiền và lạm phát. Để xác nhận thêm 
tác động của CSTT lên TTCK VN, 
nhóm tác giả kiểm định mô hình 
SVAR cho HNX-Index. Kết quả 
ước lượng ma trận ràng buộc A ở 
Bảng 5.
Kết quả của SVAR cho thấy 
hầu hết các hệ số đều có ý nghĩa 
thống kê với mức 1%. Kiểm định 
LR cho ý nghĩa thống kê, do đó 
ràng buộc của SVAR là phù hợp. 
Nhóm tác giả sử dụng Eviews để 
phân tích hàm phản ứng xung cho 
biến HNX-Index với các cú sốc 
trong Hình 3. Kết quả cho thấy:
- Chỉ số HNX-Index phản ứng 
rất mạnh với sự thay đổi trong chỉ 
số lạm phát của VN và Cung tiền 
M2. Khi lạm phát tăng, làm chỉ số 
HNX-Index giảm mạnh dừng phản 
ứng ở kỳ thứ 5. Trong khi đó khi có 
cú sốc trong cung tiền M2, chỉ số 
HNX-Index tăng mạnh và nhanh 
chóng hết phản ứng sau 3 tháng.
- Chỉ số VN-Index phản ứng 
không rõ ràng với các cú sốc từ giá 
dầu thế giới và lãi suất điều hành 
của ngân hàng nhà nước VN và sản 
lượng công nghiệp của VN. Trong 
khi đó VN-Index có xu hướng phản 
ứng dương với cú sốc trong tỷ giá 
USD/VND nhưng sau đó lại giảm 
-.03
-.02
-.01
.00
.01
.02
.03
1 2 3 4 5 6 7 8 9 10 11 12
Response of DLVNI_SA to DLOIL_SA
-.03
-.02
-.01
.00
.01
.02
.03
1 2 3 4 5 6 7 8 9 10 11 12
Response of DLVNI_SA to DLNEER_SA
-.03
-.02
-.01
.00
.01
.02
.03
1 2 3 4 5 6 7 8 9 10 11 12
Response of DLVNI_SA to DLIP_SA
-.03
-.02
-.01
.00
.01
.02
.03
1 2 3 4 5 6 7 8 9 10 11 12
Response of DLVNI_SA to CPI_SA
-.03
-.02
-.01
.00
.01
.02
.03
1 2 3 4 5 6 7 8 9 10 11 12
Response of DLVNI_SA to PR_SA
-.03
-.02
-.01
.00
.01
.02
.03
1 2 3 4 5 6 7 8 9 10 11 12
Response of DLVNI_SA to DLM2_SA
Response to Cholesky One S.D. Innovations
Hình 1: Hàm phản ứng xung của VN-Index
Hình 2: Hàm phản ứng xung của HNX-Index
Bảng 5. Ma trận ràng buộc SVAR cho HNX-Index
PHÁT TRIỂN & HỘI NHẬP Số 19 (29) - Tháng 11-12/2014
Nghiên Cứu & Trao Đổi
18
nhanh ở kỳ thứ 3. Như vậy, tại VN, 
CSTT VN có tác động mạnh đến 
chỉ số HNX-Index thông qua tác 
động của cung tiền lên thị trường 
và lạm phát.
5. Kết luận
CSTT của VN có tác động mạnh 
lên TTCK thông qua lạm phát và 
cung tiền, trong khi đó lãi suất 
không có tác động lớn đến TTCK 
ở cả hai chỉ số VN-Index và HNX-
Index. CSTT truyền dẫn qua kênh 
giá tài sản tài chính thông qua kênh 
tiền tệ. Khi cung tiền tăng, lượng 
tiền trong nền kinh tế thay đổi dẫn 
đến dòng tiền chảy vào các loại tài 
sản tài chính làm thay đổi giá cả 
các loại tài sản tài chính. Bên cạnh 
đó, lạm phát cũng ảnh hưởng mạnh 
đến giá các loại tài sản tài chính, 
lạm phát cao dẫn đến tỷ suất sinh 
lợi đòi hỏi cao hơn và làm giảm giá 
chứng khoánl 
TÀI LIỆU THAM KHẢO
Adam Elbourne, Jakob de Haan (2006), 
“Financial Structure And Monetary 
Policy Transmission In Transition 
Countries”, Journal of Comparative 
Economics, Volume 34, p. 1–23.
Allen, F., Gale, D. (2000), Comparing 
Financial Systems, Cambridge, MA: 
MIT Press.
Barth, M.J., Ramey, V.A. (2001), “The cost 
channel of monetary transmission” In: 
Bernanke, B., Rogoff, K. (Eds.), NBER 
Macroeconomics Annual, Volume 16, p. 
199–240.
Bernanke, B.S, Gertler, M. (1989), “Agency 
Costs, Net Worth, And Business 
Fluctuations”, American Economic 
Review, Volume 79, p. 14 –31.
Boivin, Jean, Michael T. Kiley and Frederic 
Mishkin (2010), How Has The Monetary 
Transmission Mechanism Evolved Over 
Time?, s.l.: Working Paper 15879, 
NBER.
Canova, F., Ciccarelli, M. (2003), 
“Forecasting and turning points 
prediction in a Bayesian Panel VAR 
model”, Journal of Econometrics, 
Volume 120, p. 327–359.
Canova, F., G. De Nicolo (2000), Monetary 
Disturbances Matter For Business 
Cycle Fluctuations In The G7, Board 
of Governors of the Federal System, 
International Finance Discussion Paper 
No. 660.
Case, K.E., Quigley, J.M., Shiller, R.J. 
(2005), Comparing Wealth Effects: 
The Stock Market Versus the Housing 
Market. dv. Macroecon, 5(1), p. 1.
Cecchetti, S., (1995), “Distinguishing 
Theories Of The Monetary Transmission 
Mechanism”, Review, Federal Reserve 
Bank of St. Louis, Volume 77, p. 83–97.
Chami, R., Cosimano, T. (2001), The 
Conduct Of Monetary Policy Under 
The Basel Accord, s.l.: International 
Monetary Fund and University of Notre 
Dame.
Châm, L. T. N. (2012), Chính sách điều hành 
tỷ giá và cán cân thương mại của VN: 
Thực trạng và giải pháp, Luận văn Thạc 
sĩ kinh tế, Issue Trường Đại học kinh tế 
Tp.HCM.
Dabla-Norris, E., Floerkemeier, H., (2006), 
Transmission Mechanisms Of Monetary 
Policy In Armenia: Evidence From Var 
Analysis, IMF Working Paper 06/248, 
Issue Washington, DC.
Engert, W.B., Nott F.L., Selody, J., (1999), 
Restructuring the Canadian Financial 
System: Explanations and Implications, 
prepared for the Autumn Meeting of 
G-10 Central Bank Economists, BIS..
Fair, Ray C., (2004), Estimating How 
The Macroeconomy Works, Harvard 
University Press.
Gali, J., (1992), “How Well Does The Is-
Lm Model Fit Post-War U.S. Data”, 
Quarterly Journal of Economics, 
Volume 107, p. 975–1009.
Ganev, Georgy, Molnar, Krisztina, Rybinski, 
Krysztof, Wozniak, Przemyslaw (2002), 
“Transmission Mechanism Of Monetary 
Policy In Central And Eastern Europe”, 
Case Report No. 52. Center for Social 
and Economic Research, Warsaw, 
Poland.
Hilde C. Bjørnland, Dag Henning Jacobsen, 
(2010), “The Role Of House Prices 
In The Monetary Policy Transmission 
Mechanism In Small Open Economies”, 
Journal of Financial Stability, Volume 
6, p. 218–229.
Joaquim Pinto De Andrade, Manoel Carlos 
De Castro Pires (2011), “Implications 
Of Public Debt Indexation For Monetary 
Policy Transmission”, Journal of Applied 
Economics, 14(2), pp. 257-268.
Kiên, N. T. (2013), “Kiềm chế lạm phát với 
sự phối hợp chính sách tiền tệ và chính 
sách tài khoá”, Nghiên cứu tài chính kế 
toán, Volume 3, pp. 5 - 7.
Rigobon, R., Sack, B. (2003), “Measuring 
The Reaction Of Monetary Policy To 
The Stock Market”, Quarterly Journal 
of Economics, 118(2), p. 639–669.
Rigobon, R., Sack, B., (2004), The Impact 
Of Monetary Policy On Asset Prices, 
Journal of Monetary Economics, Volume 
51, p. 1553–1575.
Thơ, T. N. (2012), Nghiên cứu sơ thảo về 
phá giá tiền tệ và một số khuyến nghị 
chính sách cho VN, Đề tài nghiên cứu 
khoa học cấp cơ sở, Trường Đại học 
Kinh tế TP.HCM.
Tobin, J., (1969), A General Equilibrium 
Approach To Monetary Theory, Journal 
of Money, Credit, and Banking, 1(1), p. 
15–29.
Trần Ngọc Thơ, Nguyễn Hữu Tuấn (2013), 
“Cơ chế truyền dẫn CSTT ở VN tiếp cận 
theo mô hình SVAR”, Tạp chí Phát triển 
và Hội nhập, 10(UEF), pp. 8-16.
Trang, N. T. N. (2012), Lạm phát và hành 
vi giá cả trong hoạch định chính sách 
tiền tệ tại VN, Đề tài nghiên cứu khoa 
học cấp cơ sở, Trường đại học kinh tế 
TP.HCM.
Zettelmeyer, J. (2004), “The Impact Of 
Monetary Policy On The Exchange 
Rate: Evidence From Three Small 
Open Economies”, Journal of Monetary 
Economics, Volume 51, p. 635–652.
GHI CHÚ
[1] Trong thống kê IFS của IMF chỉ có M2 
đến cuối tháng 7 năm 2012, do đó tác 
giả sẽ sử dụng mô hình SARIMA để dự 
báo cho 4 tháng còn lại trong năm 2012 
để sử dụng cho mô hình SVAR (tham 
khảo phụ lục 1 để rõ thêm về mô hình 
SARIMA được sử dụng).
[2] Dữ liệu của HNX-Index có từ năm 2006 
nên chỉ có 84 quan sát.
[3] Những biến có “_SA” là chuỗi dữ liệu 
đã được điều chỉnh tính mùa vụ.
[4] Dữ liệu của HNX-Index có từ năm 
2006 nên chỉ có 84 quan sát và HNX-
Index không có tính mùa vụ nên vẫn giữ 
nguyên.