5 Phân tích kết quả phân rã phương sai

53



4.22% và 4.074%; tác động của chỉ số giảm phát GDP đến sản lượng là rất ít và sau 12

quý chiếm khoảng 0,95%. Có thể nhận thấy, sau khoảng 4 quý, hầu hết tác động của

các nhân tố đến GDP_R đã giữ được sự ổn định và hầu như không thay đổi tác động

đến GDP_R. Tóm lại, thay đổi của tỷ giá thực, và Vn-Index là hai biến có tác động

đáng kể đến thay đổi của sản lượng.

4.5.2 Phân rã phương sai của chỉ số giảm phát GDP

Bảng 4.10: Phân rã phương sai của chỉ số giảm phát GDP

Variance Decomposition of DLGDP_D:

Period S.E.



DLGDP_R DLGDP_D DI_D



DLREER DLVNI DLCREDIT DMLR



1



0.10135 14.52675



85.47325 0.000000 0.000000 0.000000 0.000000 0.000000



2



0.10929 12.72133



78.58641 2.772625 5.544871 0.030260 0.332456 0.012051



3



0.12505 9.893938



65.04098 2.637364 5.200302 16.57165 0.282102 0.373659



4



0.13049 9.658597



60.90134 2.422926 4.866212 19.15390 0.297507 2.699518



5



0.13282 9.917892



60.09171 3.128051 4.964924 18.78059 0.510733 2.606105



6



0.13454 9.840203



59.39377 3.989988 4.914992 18.81121 0.500307 2.549539



9



0.13956 10.33303



55.46654 4.316256 4.713213 20.15789 2.489918 2.523163



12



0.14085 10.83048



54.48719 4.468909 4.650411 20.35685 2.718262 2.487895



Nguồn: Theo tính toán của tác giả từ phần mềm Eview 8

Biến động của chỉ số giảm phát GDP, biến động những giá trị của chỉ số giảm phát

GDP tại thời điểm trước đó có tác động khá lớn đến chính nó ở các kỳ sau. Sau 12 quý,

tác động của chỉ số giảm phát GDP đến chính nó vẫn là khoảng 54,48%. Tiếp theo,

những thay đổi trong VNI và thay đổi GDP_R cũng ảnh hưởng đáng kể đến lạm phát.

Một cú sốc trong thị trường chứng khoán sau hai quý sẽ có tác động khá mạnh đến lạm

phát chiếm 16.57% và sau 12 quý tác động này vẫn chiếm đến 20,35%, quan sát thực

tế nhận thấy cú sốc trong chỉ số Vn-Index trong lịch sử có nguyên nhân từ biến động

cung tiền, hay dòng vốn, do đó những biến động bất ngờ trong Vn-Index thể hiện một



54



phần nào lượng tiền lưu thông thay đổi, có thể thay đổi trong lượng tiền mặt đã có ảnh

hưởng đáng kể đến lạm phát. Trong khi tác động của sản lượng lên giá cả nội địa sau

12 quý chỉ chiếm 10,83%.

Cú sốc của lãi suất cho vay, lãi suất chính sách và tín dụng, hay cú sốc tỷ giá tỷ giá

không có tác động lên lạm phát ở quý đầu tiền, và ở các quý sau tác động này đến lạm

phát vẫn khá thấp, cho thấy việc dùng chính sách tiền tệ để điều chỉnh lạm phát vẫn

chưa phát huy được nhiều hiệu quả.

4.5.3 Phân rã phương sai của lãi suất chính sách

Bảng 4.11: Phân rã phương sai của lãi suất chính sách

Variance Decomposition of DI_D:

Period



S.E.



DLGDP_R DLGDP_D DI_D DLREER DLVNI DLCREDIT DMLR



1



1.32891



0.082583



0.199644 99.7177 0.00000 0.000000 0.000000 0.00000



2



1.62388 2.184636



0.526463 84.1009 2.27226 2.195919 8.687537 0.03219



3



1.71571 2.194563



0.553485 81.4097 3.79784 2.674807 8.633108 0.73649



4



1.83565 2.372725



0.556006 73.8744 9.53452 3.687523 9.318134 0.65664



5



1.87131 4.093638



0.549380 71.7179 9.40329 4.287724 9.313661 0.63434



6



1.89942 4.226018



0.667644 69.9293 9.13892 5.348838 9.980707 0.70855



9



1.94466 6.374621



0.959027 67.4108 9.428517 5.182832 9.733779 0.91043



12



1.95344 6.564332



1.011875 67.0341 9.44303 5.246920 9.768708 0.93104



Nguồn: Theo tính toán của tác giả từ phần mềm Eview 8

Nhìn chung, biến động của của lãi suất chính sách chịu ảnh hưởng lớn của chính nó tại

các thời điểm trước. Trong 3 quý đầu tiên biến động lãi suất chính sách chịu ảnh hưởng

rất lớn biến động của nó trước đó, với mức độ tác động lên đến hơn 80%, và sau 12

quý vẫn chiếm 67%. Với biến tín dụng, tỷ giá thực đa phương và tổng sản phẩm nội địa

thực có mức độ giải thích đáng kể cho biến động của lãi suất phải từ sau quý thứ 4.

Chỉ số giảm phát GDP và lãi suất cho vay tác động rất ít đến lãi suất chính sách các tác

động này chưa đến 1%.



55



4.5.4 Phân rã phương sai của tỷ giá thực đa phương

Bảng 4.12: Phân rã phương sai của tỷ giá thực đa phương

Variance Decomposition of DLREER:

Period S.E.



DLGDP_R DLGDP_D DI_D



DLREER DLVNI DLCREDIT DMLR



1



0.02088 0.769889



5.301750 0.094775 93.83359 0.000000 0.000000 0.000000



2



0.02498 0.723291



8.264023 0.950332 89.04430 0.840725 0.175872 0.001458



3



0.02890 2.521010



6.392368 16.39630 69.19372 3.769891 0.939584 0.787121



4



0.03092 2.447458



8.250411 14.33368 65.08146 3.522027 5.274725 1.090247



5



0.03194 2.878115



9.635024 15.90956 61.20368 3.395002 5.060619 1.918002



6



0.03259 5.228178



9.314501 15.95549 58.93435 3.684261 5.041450 1.841778



9



0.03431 8.305021



8.884229 17.59271 53.28198 4.631026 5.440991 1.864041



12



0.03468 8.824718



8.781691 17.61516 52.40276 5.099249 5.404273 1.872145



Nguồn: Theo tính toán của tác giả từ phần mềm Eview 8

Cú sốc trong tỷ giá thực đa phương có tác động rất lớn đến biến động của chính nó ở 2

kỳ tiếp theo, ở quý thứ 2 tác động này vẫn chiếm đến 90%. Đối với cú sốc lãi suất

chính sách không có tác động đáng kể lên tỷ giá thực trong 2 quý đầu, tuy nhiên từ quý

thứ 3 trở đi cú sốc lãi suất này có tác động đáng kể, chiếm đến 16.39% và kéo dài tác

động này đến quý thứ 12 vẫn chiếm khoảng 17.6%.

Biến động của GDP_R có tác động đáng kể đến REER, và chỉ số giảm phát GDP có tác

động khá đến tỷ giá thực ở các quý sau như tại quý 2 tác động này là 8.26% và giữ khá

ổn định đến quý 12 vẫn chiếm 7.78%.

Riêng với thay đổi của lãi suất cho vay tác động rất ít đến thay đổi của tỷ giá thực đa

phương. Ở các quý đầu chỉ khoảng 1% và sau 12 quý vẫn chỉ chiếm khoảng 1.87%.



56



4.5.5 Phân rã phương sai của chỉ số giá thị trường chứng khoán

Bảng 4.13: Phân rã phương sai của chỉ số giá thị trường chứng khoán

Variance Decomposition of DLVNI:

Period S.E.



DLGDP_R DLGDP_D DI_D



DLREER DLVNI DLCREDIT DMLR



1



0.22605 0.213130



1.592146 14.52057 0.692353 82.98180 0.000000 0.000000



2



0.23145 0.324984



1.522644 16.66885 1.798606 79.54790 0.040183 0.096835



3



0.2463



2.007473



1.364587 22.02275 1.628305 70.38533 2.300129 0.291431



4



0.2660



2.089824



2.526872 29.52563 1.399855 60.37173 2.740714 1.345378



5



0.26993 2.064719



2.519383 30.89789 1.638934 58.81095 2.760560 1.307560



6



0.27779 2.113373



2.524192 31.28715 2.715908 55.54394 4.482149 1.333284



9



0.28315 4.360382



2.579808 30.25219 2.932082 53.89704 4.562854 1.415640



12



0.28602 5.156258



2.554686 29.93424 3.079119 53.23214 4.615179 1.428377



Nguồn: Theo tính toán của tác giả từ phần mềm Eview 8

Kết quả phân rã phương sai cho thấy biến động của chỉ số chứng khoán chịu tác động

của chính nó rất lớn. Tiếp đến, lãi suất chính sách là biến số có tác động đáng kể đến

thay đổi của chỉ số giá thị trường chứng khoán, tại kỳ đầu tiên cú sốc lãi suất chính

sách chiếm tác động đến 14.52% thay đổi của chỉ số chứng khoán, và sau 12 quý cú

sốc này chiếm khoảng 29.93%.

Cú sốc của GDP_R có tác động rất ít đến chỉ số Vn-Index trong các kỳ đầu, và sau 12

quý tác động của cú sốc GDP_R lên VNI vẫn chỉ chiếm khoảng 5.15%. Ngoài ra, biến

tín dụng có mức độ tác động lên chỉ số giá thị trường chứng khoán rất nhỏ. Các biến

còn lại như thay đổi lãi suất cho vay, hay thay đổi của chỉ số giảm phát GDP có tác

động rất ít đến chỉ số giá thị trường chứng khoán.

Lãi suất chính sách có tác động mạnh lên chỉ số Vn-Index, vì khi lãi suất chính sách

thay đổi sẽ trực tiếp tác động lên tâm lý nhà đầu tư về lựa chọn kênh đầu tư nào hiệụ

quả, tác động đến các doanh nghiệp trên sàn, và tác động đến các dòng vốn ngoại hoạt

động trên thị trường chứng khoán….



57



4.5.6 Phân rã phương sai của biến tín dụng Ngân hàng Nhà nước

Bảng 4.14: Phân rã phương sai của tín dụng Ngân hàng Nhà nước

Variance Decomposition of DLCREDIT:

Period S.E.



DLGDP_R DLGDP_D



DI_D



DLREER DLVNI DLCREDIT DMLR



1



0.34128 0.000178



0.048377 40.76382 0.038672 0.183893 58.96505 0.000000



2



0.35484 0.822307



0.045641 38.07026 0.135289 1.427746 58.91620 0.582556



3



0.40391 0.763518



0.039045 33.66464 4.614225 4.568470 55.86219 0.487908



4



0.41816 3.762381



0.039956 31.77594 5.739186 5.456185 52.41738 0.808981



5



0.42185 4.076114



0.107317 31.50921 5.639860 5.361776 51.77600 1.529728



6



0.42604 4.997960



0.237969 31.17677 5.687990 5.277405 51.11605 1.505864



9



0.43534 5.451249



0.350178 30.84839 5.881820 5.856119 50.00194 1.610307



12 0.43816 5.987448



0.360921 30.69803 5.856205 5.952548 49.50023 1.644609



Nguồn: Theo tính toán của tác giả từ phần mềm Eview 8

Thay đổi của tín dụng vẫn chủ yếu giải thích cho biến động của chính nó ở các kỳ sau,

cú sốc tín dụng có động lên chính nó ở quý 1 khoảng 58.96% và đến quý thứ 12 vẫn

chiếm khoảng 49.5%. Kế tiếp, cú sốc của lãi suất chính sách giải thích rất tốt cho biến

động của tín dụng, như ở quý 1 tác động này là chiếm 40.76% và sau 12 quý tác động

này vẫn chiếm khoảng 30.698%.

Trong khi đó, sự thay đổi của các biến số như tổng sản phẩm quốc nội thực, tỷ giá thực

đa phương, hay chỉ số giá thị trường chứng khoán có tác động tương đối nhỏ, và phải

sau 3 quý thì các tác động này lên CREDIT mới rõ ràng.

Còn chỉ số giảm phát GDP và lãi suất cho vay có tác động rất ít đến cung tín dụng từ

Ngân hàng Nhà nước. Điều này cho thấy cung tín dụng ít chịu sự tác động của lạm phát

hay lãi suất cho vay.



58



4.5.7 Phân rã phương sai của lãi suất cho vay

Bảng 4.15: Phân rã phương sai của lãi suất cho vay

Variance Decomposition of DMLR:

Period S.E.



DLGDP_R DLGDP_D DI_D



DLREER DLVNI DLCREDIT DMLR



1



0.76999 0.479287



0.927733 53.19448 3.483484 4.234516 0.304013 37.37648



2



1.27602 6.469411



0.378726 71.96086 1.627601 3.013817 2.939595 13.60999



3



1.32917 8.828042



0.716970 69.83845 2.236123 2.887954 2.894780 12.59768



4



1.73895 5.253070



0.479967 58.66573 7.408923 5.699480 14.96795 7.524882



5



1.79810 4.924662



0.801357 55.57244 9.951847 6.529970 15.15792 7.061796



6



1.81517 4.873976



0.858264 54.93346 9.798034 7.071207 14.98683 7.478225



9



1.86990 7.807012



0.870946 52.57696 9.520824 7.289527 14.56124 7.373498



12



1.88938 8.218731



1.002471 51.82230 9.886828 7.217237 14.60327 7.249161



Nguồn: Theo tính toán của tác giả từ phần mềm Eview 8

Cú sốc lãi suất cho vay tác động khá mạnh đến biến động của chính nó ở các kỳ sau. Ở

quý 1 tác động này chiếm khoảng 37.37%, tuy nhiên sau 12 quý tác động này chỉ còn

chiếm khoảng 7.244%. Lãi suất chính sách có tác động rất mạnh đến lãi suất cho vay,

lãi suất chính sách chiếm đến 53.19% biến động của lãi suất cho vay ở quý đầu tiên,

tăng mạnh lên đến 71.96% ở quý thứ 2, và sau 12 quý tác động này vẫn còn chiếm

khoảng 51.82%. Lãi suất chính sách là tham chiếu cho lãi suất cho vay, nên mức độ

ảnh hưởng của nó rất mạnh là phù hoàn toàn phù hợp.

Cú sốc tín dụng trong 3 quý đầu không tác động đáng kể đến lãi suất cho vay, tuy

nhiên ở quý 4 trở đi cú sốc này có tác động lên đến hơn 14.5% và kéo dài đến quý 12.

Lãi suất cho vay trên thị trường chịu khá nhiều tác động từ lãi suất chính sách, tín dụng

Ngân hàng Nhà nước, đến cú sốc thị trường chứng khoán, tỷ giá, lạm phát, sản lượng

tuy nhiên các biến này có các tác động không lớn, và chúng giữ mức ổn định sau 4 quý

đến quý 12.



59



Bình luận kết quả nghiên cứu:

Điều hành chính sách tiền tệ thông qua các công cụ chính sách như lãi suất chính sách,

tỷ giá, tín dụng hay lãi suất cho vay cần độ trễ một quý để làm GDP_R, và giá cả hàng

hóa nội địa thay đổi. Thông thường một chính sách được ban hành cần một thời gian để

thẩm thấu vào nền kinh tế, và bằng chứng này phù hợp với nghiên cứu Phạm Thái

Huyền Trân (2013).

Dựa trên kết luận tác động CPI lên GDP_R trong nghiên cứu Bùi Văn Long (2014), tác

giả nhận thấy cũng giống như cú sốc CPI, cú sốc của chỉ số giảm phát GDP (GDP_D)

chưa tác động đến sản lượng thực trong quý đầu tiên. Và khi có cú sốc CPI tăng hay cú

sốc GDP_D tăng tác động lên GDP_R, thì các cú sốc này chủ đạo vẫn là tác động

dương với mức độ không lớn, các cú sốc này đạt đỉnh tác động dương lên GDP_R ở

khoảng quý 3 hoặc quý thứ 4. Với cú sốc tăng GDP_R sẽ giúp kéo giảm CPI và

GDP_D, cú sốc này tác động và đạt đỉnh ở quý đầu tiên. Với cú sốc tăng lãi suất chính

sách thì phản ứng của CPI và GDP_D đều không có phản ứng đáng kể ở quý đầu tiên,

tuy nhiên cú sốc tăng lãi suất chính sách tác động âm đến CPI rõ nét từ quý 2 và kéo

dài, trong khi tác động của cú sốc tăng I_D lên GDP_D phải sau 4 quý mới có những

tác động âm đáng kể.

Nghiên cứu này có bằng chứng cho thấy hiện tượng puzzle sản lượng(7) là không rõ

ràng với cú sốc lãi suất chính sách, phát hiện này phù hợp với kết quả nghiên cứu của

Bùi Văn Long (2014). Tuy nhiên nghiên cứu Trần Ngọc Thơ (2013) và Nguyễn khắc

Quốc Bảo (2013) cho thấy có hiện tượng Puzzle sản lượng ở Việt Nam, trong nghiên

cứu của tác giả cũng phát hiện puzzle sản lượng với cú sốc tín dụng, và với cú sốc lãi

suất cho vay. Sự khác biết giữa các kết luận của các nghiên cứu, theo tác giả có thể là

do cỡ mẫu nghiên cứu khác nhau, một số nghiên cứu trước đây chọn khảo sát theo

tháng còn trong nghiên cứu này các biến lấy theo quý. Sự khác biệt này cũng thể hiện

phần nào cơ chế truyền dẫn chính sách tiền tệ có sự thay đổi theo thời gian.



(7)



Puzzzle sản lượng: Là hiện tượng sản lượng tăng khi thắt chặt chính sách tiền tệ.



60



Nghiên cứu này có bằng chứng tin cậy cho thấy có hiện tượng Puzzle giá cả, khi thắt

chặt tiền tệ (tăng lãi suất chính sách) làm lạm phát tăng ở các quý đầu, nhưng sau một

năm thì cú sốc tăng lãi suất chính sách đã phát huy tốt tác dụng kéo giảm lạm phát

(giảm lạm phát năm tới). Hiện tượng puzzle giá(8) trong ngắn hạn được các tác giả Trần

Ngọc Thơ (2013) hay Nguyễn Khắc Quốc Bảo (2013) phát hiện trong nghiên cứu của

hai ông. Hiện tượng puzzle giá cũng được Piyachart Phiromswad (2015) phát hiện khi

nghiên cứu tại Thái Lan. Ngoài ra, cú sốc của lãi suất chính sách còn tác động khá

mạnh đến lãi suất cho vay.

Có bằng chứng cho thấy cú sốc tín dụng tác động rất ít lên tổng sản phẩm thực nội địa

và lạm phát, một cú sốc tăng tín dụng tuy chưa làm tăng lạm phát ngay nhưng sau 6

quý đã góp phần làm tăng đáng kể lạm phát. Đối với phản ứng của tín dụng từ NHTW

khi có cú sốc lãi suất chính sách, ngay tức thời tín dụng có biến động rất mạnh ở quý

đầu tiên. Điều này thể hiện khi tăng lãi suất, thì NHTW cũng có điều chỉnh mạnh trong

cung tín dụng nhằm điều tiết các bất ổn trong ngắn hạn.

Tỷ giá thực đa phương tăng làm giảm tổng sản phẩm quốc nội thực, vì REER tăng thể

hiện sức cạnh tranh của hàng hóa của Việt Nam giảm so với hàng hóa của các đối tác,

phát hiện này hoàn toàn phú hợp với lý thuyết kinh tế. REER chịu tác động từ chỉ số

CPI, và tỷ giá danh nghĩa của Việt Nam với các đối tác. Việc giảm REER bằng cách

kiểm soát lạm phát và điều chỉnh hợp lý tỷ giá danh nghĩa là một biện pháp tốt để kích

thích xuất khẩu và tăng GDP_R.

Các cú sốc GDP_R, giá cả hàng hóa dịch vụ nội địa (chỉ số giảm phát GDP), và cú sốc

lãi suất chính sách có tác động mạnh đến chỉ số giá thị trường chứng khoán trong quý

đầu tiên. Ngoài ra biến động Vn-Index chịu ảnh hưởng lớn từ cú sốc do chính nó tạo,

kết quả này khá tương đồng với phát hiện trong nghiên cứu của Huỳnh Thị Cẩm Hà, Lê

Thị Lanh và cộng sự (2014). Có bằng chứng cho thấy thay đổi của Vn-Index có thể dự

báo cho thay của tổng sản phẩm quốc nội thực và giá cả nội địa, các phản ứng này

thường diễn ra cùng chiều với nhau.

(8)



Puzzle giá: Là hiện tượng giá cả tăng lên khi thắt chặt tiền tệ.



61



5. Kết luận

Các kênh truyền dẫn như chi đầu tư và chi tiêu dùng được mô phỏng qua kênh lãi suất

và kênh tín dụng, kênh ngoại thương qua biến tỷ giá thực đa phương và kênh giá tài

sản qua biến chỉ số Vn-Index. Nghiên cứu cơ chế truyền dẫn chính sách tiền tệ ở Việt

Nam qua các kênh truyền dẫn có những phát hiện chính như sau: Tồn tại các kênh

truyền dẫn như tỷ giá, kênh giá tài sản, kênh tín dụng đến biến sản lượng và kết quả

phù hợp với lý thuyết kinh tế, nhưng với kênh lãi suất qua biến lãi suất cho vay là chưa

rõ ràng có hiện tượng puzzle sản lượng. Các biến chính sách tiền tệ như lãi suất, tín

dụng, hay tỷ giá thay đổi thì cần độ trễ khoảng 1 quý để tác động và làm thay đổi tổng

sản phẩm quốc nội thực hay giá cả hàng hóa nội địa; thắt chặt chính sách tiền tệ bằng

công cụ lãi suất sẽ làm giảm sản lượng, tuy nhiên lại làm cho giá cả tăng trong khoảng

2 quý đầu, nhưng sau khoảng một năm từ khi thắt chặt chính sách tiền tệ bằng các công

cụ lãi suất chính sách đã phát huy tốt tác dụng làm giảm lạm phát; Khi so sánh với các

nghiên cứu trước nhận thấy cơ chế truyền dẫn của lãi suất chính sách đến chỉ số giảm

phát GDP là khá tương đồng như I_D lên CPI. Cú sốc tăng I_D sẽ làm GDP_R giảm.

Ngoài ra có bằng chứng cho thấy, cung tín dụng từ NHTW có rất ít tác động lên

GDP_R và có độ trễ tương đối, mất khoảng 3 quý để có những tác động thực sự đáng

kể lên sản lượng. Trong khi đó sự gia tăng tín dụng sau 6 quý sẽ làm tăng giá cả hàng

hóa, dịch vụ trong nước đáng kể.

Dựa trên kiểm định nhân quả trong môi trường VAR, có bằng chứng tin cậy cho thấy

thay đổi của chỉ số Vn-Index có thể giúp dự báo thay đổi của tổng sản phẩm quốc nội

thực và giá cả hàng hóa dịch vụ nội địa; Thay đổi của tỷ giá thực đa phương và tín

dụng Ngân hàng Nhà nước có thể dự báo cho thay đổi của lãi suất chính sách; Hay thay

đổi của chỉ số giảm phát GDP có thể giúp dự báo cho thay đổi của tỷ giá thực; và thay

đổi của tổng sản phẩm quốc nội thực, giá cả nội địa, lãi suất chính sách hay tín dụng từ

NHTW có thể giúp dự báo cho thay đổi của lãi suất cho vay.



62



Một số khuyến nghị

Khi nền kinh tế rơi vào tình trạng lạm phát cao, NHNN nên thặt chặt CSTT bằng giảm

cung tín dụng vì hành động này giúp làm kéo giảm lạm phát trong tương lai và không

ảnh hưởng tức thì đến lãi suất, trong bối cảnh này không nên quá áp đặt biện phát tăng

lãi suất vì sẽ ảnh hưởng làm giảm sản lượng và gây ra hiện tượng puzzle giá.

Nghiên cứu này có bằng chứng thực nghiệm cho thấy lạm phát tăng thì sản lượng có

phản ứng tích cực, trong khi đó lạm phát tăng làm tỷ giá thực đa phương tăng, khi tỷ

giá thực đa phương tăng (tỷ giá yết theo giá gián tiếp) sẽ ảnh hưởng đến không tốt đến

sản lượng. Do đó cần nghiên cứu sâu hơn về ngưỡng lạm phát nào là phù hợp cho nền

kinh tế Việt Nam.

Cú sốc của chỉ số chứng khoán Vn-Index có ý nghĩa trong dự báo thay đổi của sản

lượng và lạm phát. Quan sát các cú sốc trên thị trường chứng khoán, và nguyên nhân

của nó sẽ giúp nhà làm chính sách có dự báo chính xác hơn về kinh tế vĩ mô.

Hạn chế của nghiên cứu

Trong quá trình nghiên cứu mặc dầu đã cố gắng để tìm hiểu sâu và bao quát các kênh

truyền dẫn chính sách tiền tệ ở Việt Nam, tuy nhiên do những hạn chế về dữ liệu nên

vẫn còn những thiếu sót. Hướng nghiên cứu mới có thể bổ sung thêm biến lạm phát kỳ

vọng (nghiên cứu truyền dẫn chính sách tiền tệ qua kênh lạm phát kỳ vọng), hay tìm

hiểu sâu hơn kênh giá tài sản như giá bất động sản.



Danh Mục Tài Liệu Tham Khảo

Tài liệu Tiếng Việt

Bùi Văn Long (2014). Cơ chế truyền dẫn chính sách tiền tệ ở Việt Nam. Luận văn

Thạc sĩ. Đại Học Kinh Tế TP.HCM.

Huỳnh Thị Cẩm Hà, Lê Thị Lanh, Lê Thị Hồng Minh & Hoàng Thị Phương Anh

(2014). Kiểm định các nhân tố Vĩ Mô tác động đến thị trường chứng khoán Việt Nam.

Tạp chí Khoa học Trường Đại học An Giang. Quyển 3 (2), trang 70-80.

Nguyễn Phi Lân (2010). Cơ chế truyền dẫn tiền tệ dưới góc độ phân tích định lượng.

Tạp chí Ngân Hàng. Số 19, trang 1-5.

Nguyễn Thị Ngọc Trang & Lục Văn Cường.(2012). Sự chuyển dịch tỷ giá hối đoái vào

các mức giá tại Việt Nam. Tạp Chí Phát Triển và Hội Nhập, Số 7(17), Trang 7-13.

Nguyễn Khắc Quốc Bảo (2013). Nghiên cứu truyền dẫn chính sách tiền tệ ở Việt Nam.

Trường Đại Học Kinh Tế TP.HCM.

Nguyễn Văn Công (2015). Bàn về tác động chính sách tiền tệ ở Việt Nam. Tạp Chí

Ngân Hàng. Số 16/2015.

Phạm Thái Huyền Trân (2013). Cơ chế truyền dẫn chính sách tiền tệ ở Việt Nam. Luận

văn Thạc Sĩ. Đại Học Kinh Tế TP.HCM.

Trần Ngọc Thơ & Nguyễn Hữu Tuân (2013). Cơ chế truyền dẫn chính sách tiền tệ ở

Việt Nam, Đề tài nghiên cứu khoa học, ĐH Kinh Tế TP.HCM.

Trần Thị Xuân Hương, Võ Xuân Vinh, Nguyễn Cảnh Phúc (2014). Truyền dẫn chính

sách tiền tệ: Một số mô hình kiểm định phù hợp. Trường ĐH Kinh Tế TP.HCM.