Truyền dẫn lãi suất bán lẻ ở việt nam các thay đổi cấu trúc và hành vi của ngân hàng thương mại (TT)
Bạn đang xem bản rút gọn của tài liệu. Xem và tải ngay bản đầy đủ của tài liệu tại đây (768.8 KB, 29 trang )
BỘ GIÁO DỤC VÀ ĐÀO TẠO
TRƯỜNG ĐẠI HỌC KINH TẾ THÀNH PHỐ HỒ CHÍ MINH
NGUYỄN HỮU TUẤN
TRUYỀN DẪN LÃI SUẤT BÁN LẺ Ở VIỆT NAM: CÁC THAY ĐỔI
CẤU TRÚC VÀ HÀNH VI CỦA NGÂN HÀNG THƯƠNG MẠI
TÓM TẮT LUẬN ÁN TIẾN SỸ KINH TẾ
TP.HỒ CHÍ MINH THÁNG 12 NĂM 2016
1
BỘ GIÁO DỤC VÀ ĐÀO TẠO
TRƯỜNG ĐẠI HỌC KINH TẾ THÀNH PHỐ HỒ CHÍ MINH
NGUYỄN HỮU TUẤN
TRUYỀN DẪN LÃI SUẤT BÁN LẺ Ở VIỆT NAM: CÁC THAY ĐỔI CẤU
TRÚC VÀ HÀNH VI CỦA NGÂN HÀNG THƯƠNG MẠI
TÓM TẮT LUẬN ÁN TIẾN SỸ KINH TẾ
CHUYÊN NGÀNH: Tài chính – Ngân hàng
MÃ SỐ: 62340201
NGƯỜI HƯỚNG DẪN KHOA HỌC:
PGS.TS NGUYỄN THỊ NGỌC TRANG
TP. HỒ CHÍ MINH THÁNG 12 NĂM 2016
2
MỤC LỤC
PHẦN MỞ ĐẦU ............................................................................................................................. 4
1. CƠ SỞ LÝ THUYẾT VỀ TRUYỀN DẪN CSTT....................................................................... 5
1.1 Kênh truyền dẫn CSTT và vai trò lãi suất bán lẻ trong truyền dẫn CSTT ......................... 5
1.1.1 Kênh truyền dẫn chính sách tiền tệ ........................................................................................... 5
1.1.2 Truyền dẫn lãi suất chính sách vào lãi suất bán lẻ ..................................................................... 5
1.1.3 Truyền dẫn lãi suất bán lẻ phản ảnh hiệu lực chính sách tiền tệ ................................................. 5
1.2 Các yếu tố ảnh hưởng đến hiệu lực truyền dẫn chính sách tiền tệ ....................................... 5
1.2.1 Hành vi điều chỉnh cứng nhắc lãi suất bán lẻ............................................................................. 5
1.2.2 Hành vi điều chỉnh bất cân xứng lãi suất bán lẻ ........................................................................ 5
1.2.3 Ảnh hưởng của minh bạch chính sách tiền tệ, vấn đề đô la hóa................................................. 6
1.2.4 Hành vi thiết lập lãi cận biên của NHTM ................................................................................. 7
1.2.4.1 Mô hình lý thuyết về hành vi thiết lập lãi cận biên ................................................................. 7
1.2.4.2 Các yếu tố bên ngoài mô hình lý thuyết ................................................................................ 8
1.3 Các nghiên cứu truyền dẫn chính sách tiền tệ gần đây ........................................................ 9
1.3.1 Các nghiên cứu quốc tế ............................................................................................................ 9
1.3.2 Các nghiên cứu trong nước ...................................................................................................... 9
2. CHÍNH SÁCH TIỀN TỆ VÀ HỆ THỐNG NHTM VIỆT NAM ............................................. 10
2.1 Khung pháp lý chính sách tiền tệ ........................................................................................ 10
2.2 Minh bạch chính sách tiền tệ, kìm hãm tài chính và đô la hóa .......................................... 10
2.3 Hoạt động hệ thống ngân hàng thương mại Việt Nam ....................................................... 10
2.3.1 Quy mô ngành ngân hàng ...................................................................................................... 10
2.3.2 Hiệu quả hoạt động của ngành ngân hàng ............................................................................... 10
2.3.3 Sức mạnh thị trường của các NHTM Việt Nam....................................................................... 10
2.3.4 Hoạt động kinh doanh phi truyền thống trong hệ thống NHTM Việt Nam .............................. 10
3. PHƯƠNG PHÁP NGHIÊN CỨU VÀ DỮ LIỆU .................................................................... 11
3.1 Chuỗi thời gian không dừng và đồng liên kết......................................................................... 11
3.2 Ước lượng truyền dẫn lãi suất bán lẻ và hành vi điều chỉnh lãi suất bán lẻ .......................... 11
3.2.1 Ước lượng cân bằng dài hạn truyền dẫn lãi suất bán lẻ ............................................................ 11
3.2.2 Ước lượng cân bằng ngắn hạn và hành vi điều chỉnh lãi suất bán lẻ của NHTM ...................... 11
3.2.3 Mô hình cấu trúc- ảnh hưởng của minh bạch CSTT và đô la hóa ............................................. 12
3.3 Ứng dụng mô hình dữ liệu bảng nghiên cứu hành vi thiết lập lãi cận biên ....................... 12
3.4 Dữ liệu nghiên cứu ................................................................................................................. 15
4. KẾT QUẢ PHÂN TÍCH THỰC NGHIỆM.............................................................................. 15
4.1. Hiệu lực truyền dẫn lãi suất bán lẻ và hành vi điều chỉnh lãi suất bán lẻ............................. 15
4.1.1 Kiểm định nghiệm đơn vị và đồng liên kết ............................................................................. 15
4.1.2 Kết quả cân bằng dài hạn ........................................................................................................ 15
4.1.3 Tác động của minh bạch chính sách tiền tệ và đô la hóa ......................................................... 16
4.1.3.1 Thay đổi cấu trúc: Minh bạch chính sách tiền tệ ................................................................... 16
4.1.3.2 Đô la hóa và truyền dẫn lãi suất bán lẻ ................................................................................ 18
4.1.4 Kết quả ước lượng cân bằng ngắn hạn và tốc độ điều chỉnh lãi suất bán lẻ .............................. 18
4.1.5 Hành vi điều chỉnh lãi suất lẻ bất cân xứng ............................................................................. 19
4.2 Các yếu tố quyết định lãi cận biên tác động đến điều chỉnh lãi suất bán lẻ ........................... 19
4.2.1 Kết quả mô hình dữ liệu bảng với ước lượng Fixed effect ...................................................... 19
4.2.2 Kết quả mô hình dữ liệu bảng động ....................................................................................... 21
4.3 Các mô hình kiểm chứng (Robustness checks) ................................................................... 23
4.3.1 Truyền dẫn lãi suất bán lẻ tiếp cận từ mô hình VAR ............................................................... 23
4.3.2 Mô hình kiểm chứng hành vi thiết lập lãi cận biên ................................................................. 24
5. KẾT LUÂN VÀ CÁC HÀM Ý CHÍNH SÁCH ........................................................................ 27
5.1 Các kết luận ............................................................................................................................. 27
5.2 Các hàm ý chính sách.............................................................................................................. 27
CÁC CÔNG TRÌNH KHOA HỌC ĐÃ CÔNG BỐ CỦA TÁC GIẢ ........................................... 29
3
TÓM TẮT
Nghiên cứu này phân tích truyền dẫn lãi suất bán lẻ ở Việt Nam, trong đó bổ sung vào khoảng trống
nghiên cứu sự thay đổi cấu trúc tài chính và hành vi của NHTM ảnh hưởng đến hiệu lực chính sách
tiền tệ (CSTT) của Việt Nam. Phương pháp sử dụng trong luận án là phương pháp ước lượng OLS Engle & Granger (1987), MLECM - Phillips & Loretan (1991) dựa trên dữ liệu lãi suất theo tháng giai
đoạn 1999-2014, cùng với ước lượng System GMM với dữ liệu từ báo cáo tài chính của 44 NHTM
Việt Nam giai đoạn 2008-2014. Các kết quả nghiên cứu cho thấy truyền dẫn lãi suất bán lẻ là không
hoàn toàn ở Việt Nam; Trong giai đoạn minh bạch chính sách tiền tệ, hiệu lực CSTT tăng lên. Đô la
hóa cao có thể là nguyên nhân làm giảm hiệu lực CSTT; Hành vi thỏa hiệp định giá, hành vi người
tiêu dùng và hành vi thiết lập lãi cận biên cao để bù đắp rủi ro trong hoạt kinh doanh của các NHTM ở
Việt Nam cũng là lý do giải thích truyền dẫn lãi suất bán lẻ không hoàn toàn.
Từ khóa: Truyền dẫn lãi suất bán lẻ,minh bạch chính sách tiền tệ, đô la hóa, lãi cận biên.
PHẦN MỞ ĐẦU
Lý do lựa chọn đề tài
Trong cơ chế truyền dẫn lãi suất, chúng ta dễ dàng nhận ra yếu tố trung gian là lãi suất bán lẻ bao gồm
lãi suất tiền gửi và lãi suất cho vay sẽ quyết định mức độ thành công của CSTT. Hệ thống tài chính
của của Việt Nam cho đến nay chủ yếu vẫn phụ thuộc nhiều vào hệ thống ngân hàng thương mại. Điều
này hàm ý kênh truyền dẫn lãi suất bán lẻ sẽ giữ vai trò quan trọng trong điều hành CSTT. Các nghiên
cứu về truyền dẫn lãi suất bán lẻ không chỉ có ý nghĩa về học thuật mà còn giúp các nhà hoạch định
chính sách có các thông tin hữu ích thực hiện các quyết định chính sách. Từ ý nghĩa này, tác giả đã
thực hiện nghiên cứu truyền dẫn lãi suất bán lẻ trong đó nhấn mạnh đến sự thay đổi cấu trúc và hành vi
của hệ thống NHTM đến sự truyền dẫn này.
Khoảng trống nghiên cứu truyền dẫn lãi suất bán lẻ ở Việt Nam
Ở Việt Nam, vấn đề nghiên cứu truyền dẫn chính sách tiền tệ còn khá mới mẻ, các nghiên cứu truyền
dẫn lãi suất bán lẻ phần nhiều tập trung vào đo lường hệ số truyền dẫn, chưa phân tích chuyên sâu các
yếu tố hành vi của NHTM tác động đến độ lớn hệ số truyền dẫn. Đây là khoảng trống nghiên cứu lớn
cần được bổ sung.
Việt Nam từ sau năm 2007 đã có các thay đổi về minh bạch CSTT và kiểm soát đô la hóa. Các thay
đổi cấu trúc này có thể có ảnh hưởng đến hiệu lực CSTT. Mặc dù giả thuyết này có cơ sở nhưng các
nghiên cứu về truyền dẫn lãi suất bán lẻ đã thực hiện trước đây chưa thảo luận sâu vào vấn đề minh
bạch chính sách tiền tệ và đô la hóa ở Việt Nam có ảnh hưởng gì đến truyền dẫn lãi suất không. Vì thế,
nghiên cứu tác động của minh bạch CSTT và đô la hóa đến truyền dẫn lãi suất bán lẻ là một khoảng
trống nghiên cứu cần được bổ sung.
Đối tượng nghiên cứu
Mục đích nghiên cứu
Phạm vi nghiên cứu
Phương pháp nghiên cứu
Ý nghĩa khoa học và thực tiễn của Luận án và những điểm mới trong nghiên cứu
Kết cấu của Luận án
4
1. CƠ SỞ LÝ THUYẾT VỀ TRUYỀN DẪN CHÍNH SÁCH TIỀN TỆ
1.1 Kênh truyền dẫn CSTT và vai trò lãi suất bán lẻ trong truyền dẫn CSTT
1.1.1 Kênh truyền dẫn chính sách tiền tệ
1.1.2 Truyền dẫn lãi suất chính sách vào lãi suất bán lẻ
Rousseas (1985) đã xây dựng mô hình mô tả cách mà các NHTM thiết lập lãi suất bán lẻ. Mô hình này
được xây dựng dựa trên lý thuyết ‘markup pricing’1 trong điều kiện ngân hàng cạnh tranh không hoàn
hảo. Theo Rousseas, các ngân hàng là chủ thể định giá trên thị trường cho vay, các ngân hàng thiết lập
lãi suất bán lẻ bằng cách cộng thêm lợi nhuận biên vào biến phí như phương trình (1.1).
i = k(u)
(1.1)
Với i là lãi suất khoản vay; u là biến phí đơn vị và k là lợi nhuận biên cộng thêm theo biến phí hoặc
markup2.
Dựa trên các mô hình định giá do Rousseas (1985), Ho & Sauders (1981), Bondt (2002) mô hình thực
nghiệm phổ biến để nghiên cứu truyền dẫn lãi suất được thiết lập như sau:
=
+
(1.2)
Trong đó i là lãi suất do ngân hàng thiết lập (lãi suất bán lẻ),
vốn và là
là hệ số markup3, u là chi phí nguồn
hệ số truyền dẫn lãi suất bán lẻ.
1.1.3 Truyền dẫn lãi suất bán lẻ phản ảnh hiệu lực chính sách tiền tệ
Hiệu lực chính sách tiền tệ có thể được xem xét thông qua kênh truyền dẫn lãi suất. Khi ngân hàng
trung ương điều chỉnh lãi suất ngắn hạn, hành động này tác động đến lãi suất thực do ngân hàng
thương mại điều chỉnh lãi suất cho vay dành cho khách hàng của mình. Kênh truyền dẫn lãi suất trở
nên có hiệu lực nếu ngân hàng thương mại nhanh chóng chuyển tải thay đổi từ lãi suất chính sách sang
khách hàng của mình. Nếu ngược lại kênh truyền dẫn lãi suất là kém hiệu lực.
1.2 Các yếu tố ảnh hưởng đến hiệu lực truyền dẫn chính sách tiền tệ
1.2.1 Hành vi điều chỉnh cứng nhắc lãi suất bán lẻ
Các nghiên cứu về truyền dẫn lãi suất bán lẻ thường quan tâm đến quá trình điều chỉnh về trạng thái
cân bằng khi lãi suất bán lẻ lệch khỏi vị trí này. Aziakpono & Wilson (2010) cho biết nếu lãi suất
chính sách thay đổi tạo ra một thay đổi nhỏ hơn trong lãi suất thị trường, khi đó lãi suất thị trường gọi
là cứng nhắc. Nhiều nghiên cứu đã tìm thấy bằng chứng về sự điều chỉnh cứng nhắc của lãi suất như
nghiên cứu của Hannan & Berger (1991), Neumark & Sharpe (1992) Cottarelli & Kourelis (1994),
Egert và các tác giả (2007).
1.2.2
Hành vi điều chỉnh bất cân xứng lãi suất bán lẻ
Như đã đề cập trên đây, nếu lãi suất chính sách hoặc lãi suất liên ngân hàng với lãi suất bán lẻ tồn tại
mối quan hệ cân bằng, thì khi lãi suất bán lẻ dịch chuyển khỏi vị trí cân bằng sẽ diễn ra quá trình điều
chỉnh. Nếu tốc độ điều chỉnh thay đổi do điều kiện thị trường hoặc thông tin thị trường thì tỷ lệ
1
Mô hình thiết lập giá bán có cộng thêm phần lợi nhuận. Trong mô hình này giá bán bao gồm chi phí đơn vị và
suất sinh lợi trên doanh thu.
2
Phần cộng thêm trong mô hình định giá
3
Hệ số này đại diện cho mức công thêm trong mô hình định giá.
5
markup4 hoặc markdown của truyền dẫn và hệ số truyền dẫn có thể khác nhau. Đây là trường hợp bất
cân xứng trong truyền dẫn. Ngược lại, nếu tỷ lệ markup hoặc markdown và hệ số truyền dẫn không
khác nhau thì trường hợp này được gọi là cơ chế truyền dẫn cân xứng.
Nhiều nghiên cứu tin rằng lý do giải thích tại sao điều chỉnh lãi suất bán lẻ có tính cứng nhắc là do quá
trình điều chỉnh bất cân xứng lãi suất bán lẻ. Theo như Hannan & Berger (1991) và Neumark &
Sharpe (1992) có hai nguyên nhân tạo ra bất cân xứng: giả thuyết thỏa hiệp định giá (collusive pricing
arrangements) và giả thuyết hành vi người tiêu dùng (consumer behavior or customer reaction). Thỏa
hiệp định giá ngụ ý cứng nhắc trong nâng lãi suất tiền gửi và giảm lãi suất cho vay.
1.2.3
Ảnh hưởng của minh bạch chính sách tiền tệ, vấn đề đô la hóa
Về lý thuyết, tính minh bạch được hiểu là tình trạng thông tin cân xứng. Giảm thông tin bất cân xứng
giữa nhà hoạch định chính sách tiền tệ và khu vực tư nhân có thể tăng minh bạch chính sách tiền tệ.
Geraats (2002) đã chỉ ra năm khía cạnh khác nhau của minh bạch ngân hàng trung ương bao gồm
minh bạch chính trị, minh bạch kinh tế, minh bạch thủ tục, minh bạch chính sách và minh bạch hoạt
động. Thực hiện chính sách lạm phát mục tiêu cũng được xem như thước đo minh bạch chính sách tiền
tệ. Eijffingery & Geraats (2003); Geraats và các tác giả (2006); Liu và các tác giả (2008); Mishra và
các tác giả (2010) đều cho rằng tính minh bạch có quan hệ đồng biến với hệ số truyền dẫn lãi suất bán
lẻ.
Sang thế kỷ 21, xu hướng hội nhập toàn cầu trở nên phổ biến hơn, các vấn đề về minh bạch chính sách
cũng được các quốc gia quan tâm nhiều hơn. Collins-Williams & Wolfe (2010) cho rằng nguyên tắc
minh bạch của các thành viên khi tham gia vào tổ chức WTO như một công cụ chính sách mới.
Thương mại trong quy định của WTO bao gồm các dịch vụ tài chính vì vậy minh bạch chính sách
thương mại sẽ bao gồm cả minh bạch của các ngân hàng trung ương, của chính phủ liên quan đến
chính sách tiền tệ. Basu (2008) cho rằng quá trình xin gia nhập WTO, trong một số hoàn cảnh, có thể
dẫn đến hành động cải thiện tích cực chính sách kinh tế trong nước ở các quốc gia thành viên. Tác giả
sử dụng kỹ thuật biến dummy trong mô hình nghiên cứu. Các kết quả cho thấy các quốc khi trở thành
thành viên WTO có cải thiện chính sách kinh tế và thể chế so với trước đó. Tương tư, Aaronson &
Abouharb (2013) cho rằng các gia khi gia nhập WTO sẽ cải thiện được khả năng quản trị do hiệu ứng
lan tỏa. Các quốc gia khi gia nhập vào WTO sẽ sẽ tiến hành cải thiện hiệu quả quản trị liên quan đến
công bố số liệu, thủ tục hành chính, tiếp cận thông tin, và vấn đề công bằng và bình đẳng để có được
lợi thế trong đàm phán gia nhập. Hoặc sau khi gia nhập, các quốc gia thành viên mới sẽ dần dần học
để cải thiện hiệu quả quản trị như các cam kết khi gia nhập WTO.
Tóm lại, khi chưa có những cải tiến mạnh mẽ về minh bạch CSTT như việc thực hiện chế độ lạm phát
mục tiêu như một số quốc gia, thì việc gia nhập WTO có thể được xem là thời điểm các chính sách cần
phải minh bạch hơn trong đó có CSTT
Hiện tượng đô la hóa. Một số nghiên cứu về truyền dẫn CSTT thời gian gần đây quan tâm đến hiện
tượng đô la hóa. Mức độ cao của đô la hóa tài chính có thể làm giảm tác động hiệu quả lãi suất chính
4
Hệ số β1 (hệ số cộng thêm) trong mô hình định giá lãi suất bán lẻ (Rousseas, 1985), xem phương trình (1.2)
mục 1.1.2. Trong trường hợp hệ số β1 có giá trị âm được gọi là markdown (Wang & Lee, 2009).
6
sách đồng nội tệ. Mức độ tác động lên lãi suất bán lẻ có thể giảm khi các ngân hàng tăng lãi suất
chính sách đồng nội tệ, do hiệu lực chính sách bị giới hạn bởi khả năng nền kinh tế chuyển sang sử
dụng công cụ ngoại tệ. (Acosta-Ormaechea & Coble, 2011). Hơn nữa, trong nền kinh tế bị đô la hóa,
khi nội tệ mất giá nghiêm trọng có thể có một tác động lan truyền đến nền kinh tế thông qua hiệu ứng
giảm bất lợi của mất giá nội tệ trên các báo cáo tài chính (các công ty sử dụng ngoại tệ để giảm bất lợi
do nội tệ mất giá), điều này như một lời nhắc nhở về nỗi sợ hãi thả nổi tỷ giá (Calvo & Reinhart, 2002;
Leiderman và các tác giả, 2006).
Havrylyshyn & Beddies (2003) đã tìm thấy trong nền kinh tế có hiện tượng đô la hóa cao tỷ giá hối
đoái có nhiều bất ổn và cầu tiền thiếu ổn định. Đô la hóa làm còn làm cho kênh truyền dẫn lãi suất
kém hiệu lực. Điều này ngụ ý rằng hệ số truyền dẫn của kênh lãi suất sẽ nhỏ hơn so với kênh tỷ giá khi
nền kinh tế có hiện tượng đô la hóa cao. Bằng nghiên cứu thực nghiệm, Isakova (2008) đã tìm thấy
bằng chứng chứng tỏ hiệu lực mạnh hơn của kênh tỷ giá hối đoái tại các nền kinh tế Trung Á (các
quốc gia có hiện tượng đô la hóa cao)5.
1.2.4
Hành vi thiết lập lãi cận biên của NHTM
Ho & Saunders (1981) lập luận rằng biến đổi của lãi suất bán lẻ một phần phụ thuộc vào chi phí vốn
vay và một phần khác phụ thuộc vào tỷ lệ lãi suất biên. Tỷ lệ biên như một tấm đệm giúp ngân hàng
ứng phó với các rủi ro. Nghĩa là lãi suất huy động (rD) sẽ bằng lãi suất thị trường (r) trừ một khoảng lãi
suất biên (a), trong khi lãi suất cho vay (rL) sẽ bằng lãi suất thị trường cộng với một khoảng lãi suất
biên (b). Mô hình này cũng được các nhà nghiên cứu về sau đồng thuận (Saunders & Schumacher,
2000; Maudos & Fernandez de Guevara, 2004; Maudos & Solísa, 2009). Như vậy ngoài lãi suất thị
trường, tỷ lệ biên cũng là cơ sở để ngân hàng định giá lãi suất bán lẻ. Để tối đa hóa lợi ích, các ngân
hàng không thiết lập lãi suất huy động và lãi suất cho vay một cách riêng biệt mà luôn có quan sát và
cân đối trước khi quyết định. Giải bài toán tối ưu hóa đồng thời tham số a và b trong mô hình sẽ giúp
nhà nghiên cứu tìm thấy các yếu tố quyết định lãi suất bán lẻ ngoài yếu tố lãi suất thị trường. Ho &
Saunders (1981) đã sử dụng bài toán lãi cận biên (rL-rD) để tìm ra các yếu tố quyết định tham số a và b
trong mô hình định giá. Nói cách khác, lãi cận biên chính là một phần trong câu chuyện định giá của
nhà quản trị ngân hàng.
Hành vi thiết lập lãi cận biên của NHTM phụ thuộc vào các yếu tố quyết định lãi cận biên. Mô hình lý
thuyết chỉ ra lãi cận biên có quan hệ tuyến tính với yếu tố có thể đo lường được6. Điều này ngụ ý rằng,
các yếu tố chi phối lãi cận biên sẽ giải thích phần nào lý do lãi suất bán lẻ thay đổi không tương xứng
với lãi suất chính sách.
1.2.4.1 Mô hình lý thuyết về hành vi thiết lập lãi cận biên
Các nghiên cứu về lãi cận biên bắt đầu từ mô hình phân tích các yếu tố quyết định mức lãi suất biên
của ngân hàng trong nghiên cứu của Ho & Saunders (1981). Hai tác giả đã nghiên cứu thực nghiệm
mô hình ngân hàng tại Mỹ. Trong mô hình này, các ngân hàng được giả định chỉ có hoạt động kinh
doanh truyền thống bao gồm cho vay và huy động vốn. Mô hình được thiết lập như sau:
5
6
Các quốc gia gồm Kazakhstan, Kyrgyz Republic vàTajikistan
Các biến số này được trình bày trong phần mô hình lý thuyết xác định lãi cận biên.
7
= +
(1.3)
Trong đó:
-
s là chênh lệch giữa thu nhập từ lãi vay và chi phí huy động vốn;
-
α/β là tỷ số đo lường sức mạnh thị trường;
-
R là chỉ tiêu đo lường độ ngại rủi ro của ngân hàng;
-
Q đại diện cho quy mô giao dịch;
-
là giá trị bất ổn lãi suất thị trường.
Maudos & Fernández de Guevara (2004) đã mở rộng mô hình xác định lãi suất biên. Trong nghiên cứu
của mình, Maudos & Fernández de Guevara (2004) đã đưa thêm biến chi phí hoạt động vào mô hình
lý thuyết.
=
+
=
1
2
+
+
1
2
+
1
( )
2
+
( )
1
2
+ [( + 2 0 )
4
+( + )
2
+ 2(
− )
0
]
(1.12)
=
+
1 2 ( )
1
+ [( + 2 )
2
4
− )
+ 2(
+( + )
](1.13)
Như vậy theo mô hình lý thuyết, các yếu tố tác động đến lãi cận biên của ngân hàng bao gồm:
a. Cấu trúc cạnh tranh của thị trường.
b. Chi phí hoạt động trung bình..
c. Quan điểm không thích rủi ro được diễn đạt bằng hệ số không thích rủi ro tuyệt đối.
d. Độ bất ổn của lãi suất trên thị trường tiền tệ (σ2M).
e. Rủi ro tín dụng (σ2 L).
Hiệp phương sai hoặc tương tác giữa rủi ro lãi suất vào rủi ro tín dụng σLM.
f.
g. Quy mô trung bình của hoạt động cho vay và tiền gửi ở ngân hàng và tổng số cho vay.
Carbo & Rodriguez (2007), Maudous & Solisa (2009) đã phát triển mô hình xác định lãi suất biên
bằng việc xem xét các nghiệp vụ mới của ngân hàng hiện đại. Các nhà nghiên cứu này đã xem xét đến
ảnh hưởng của các hoạt động phi truyền thống (như kinh doanh chứng khoán) vào trong mô hình.
Trong trường hợp này giá trị biên gộp tối ưu theo (1.14) được xác định:
+
3 )
+
=
+
+
2
+
+
+
1+
( )
−
( )
( )
+
[(3 + 2 )
1+
−
(
+ (3 − 2
( )
+
( )
)
)
+ 2(
−
−
(1.19)
Như vậy theo mô hình lý thuyết ở (1.19) đã bao gồm các yếu tố tác động đến lãi cận biên của ngân
hàng đã có trong (1.13) còn được bổ sung thêm yếu tố thu nhập phi truyền thống.
1.2.4.2 Các yếu tố bên ngoài mô hình lý thuyết
Nghiên cứu thực nghiệm còn cho thấy có nhiều biến khác cũng có ảnh hưởng đến lãi cận biên. Các
nghiên cứu thực nghiệm trước đây cho thấy có các biến nên được sử dụng như sau:
a. Khoản thanh toán ngoài lãi tiền gửi đại diện cho các khoản thanh toán thêm cho người gửi tiền
thông qua giảm phí dịch vụ hoặc các loại hình thanh toán khác.
8
b. Chi phí cơ hội của nắm giữ tài sản
c. Chất lượng quản lý.
Ngoài ra, các biến vĩ mô có vai trò như biến kiểm soát cũng có ảnh hưởng đến lãi suất biên của ngân
hàng. Các biến được quan sát bao gồm tỷ lệ tăng trưởng kinh tế và lạm phát.
1.3 Các nghiên cứu truyền dẫn chính sách tiền tệ gần đây
1.3.1 Các nghiên cứu quốc tế
1.3.2 Các nghiên cứu trong nước
Nghiên cứu kiểm chứng các kênh truyền dẫn CSTT. Để nghiên cứu kiểm chứng các kênh truyền
dẫn CSTT ở Việt Nam, đa phần các nghiên cứu sử dụng mô hình VAR. Điển hình như Le Viet Hung
& Pfau (2008), Chu Khánh Lân (2012), Trần Ngọc Thơ và Nguyễn Hữu Tuấn (2013), Bhattacharya
(2014), Vo Xuan Vinh & Nguyen Phuc Canh (2014), Cao Thị Ý Nhi & Lê Thu Giang (2015).
Mặc dù có với các dữ liệu ở ở thời điểm khác nhau, nhưng các kết quả nghiên cứu các kênh truyền dẫn
CSTT ở Việt Nam đều tìm thấy kênh lãi suất có hiệu lực kém. Tuy nhiên, nguyên nhân nào làm cho
kênh lãi suất kém hiệu lực vẫn chưa được giải thích. Với đặc điểm hệ thống tài chính chủ yếu là các
NHTM nhưng kênh lãi suất lại kém hiệu lực lại thiếu vắng nghiên cứu hành vi của NHTM trong
truyền dẫn CSTT ở Việt Nam là khoảng trống nghiên cứu lớn cần bổ sung.
Các nghiên cứu truyền dẫn lãi suất bán lẻ. Một số nghiên cứu điển hình gần đây như Nguyễn Khắc
Quốc Bảo & Nguyễn Hữu Huy Nhựt (2013), Đinh Thị Thu Hồng & Phan Đình Mạnh (2013), Lê Phan
Thị Diệu Thảo & Nguyễn Thị Thu Trang (2014).
Nhìn chung, thông qua phương pháp phân tích truyền dẫn lãi suất bán lẻ, các nghiên cứu cũng tìm thấy
truyền dẫn lãi suất bán lẻ không hoàn toàn ở Việt Nam. Kết quả này hàm ý kênh lãi suất chưa đạt hiệu
lực như mong muốn của nhà quản lý. Tuy nhiên các nghiên cứu hiện có cũng chưa giải thích đầy đủ vì
sao truyền dẫn lãi suất bán lẻ là không hoàn toàn. Các vấn đề thay đổi cấu trúc, hành vi của NHTM tác
động đến hệ số truyền dẫn lãi suất bán lẻ vẫn chưa được tranh luận.
Các nghiên cứu thực nghiệm hành vi thiết lập lãi cận biên. Trong nước, các nghiên cứu thảo luận
lãi cận biên của hệ thống NHTM rất ít bởi vì việc tiếp cận dữ liệu báo cáo tài chính của các ngân hàng
rất khó khăn. Trong 3 năm gần đây (2011-2014), các bài viết công bố trên các tạp chí tài chính uy tín
trong nước7 nghiên cứu về lãi suất chủ yếu thảo luận truyền dẫn lãi suất và có rất ít nghiên cứu thảo
luận về lãi cận biên của NHTM, điển hình như nghiên cứu của Phạm Hoàng Ân & Nguyễn Thị Ngọc
Hương8 (2013) được công bố trên Tạp chí Công Nghệ Ngân Hàng.
7
Tạp Chí Phát Triển Kinh Tế, Tạp Chí Kinh Tế & Phát Triển, Tạp chí Công Nghệ Ngân Hàng, Tạp chí Hội
Nhập và Phát Triển.
8
Bài viết trước đó được đăng trên Tạp chí Khoa học – Số 01 (2013): 31 – 37 Trường Đại Học An Giang.
9
2. CHÍNH SÁCH TIỀN TỆ VÀ HỆ THỐNG NHTM VIỆT NAM
2.1 Khung pháp lý chính sách tiền tệ
2.2 Minh bạch chính sách tiền tệ, kìm hãm tài chính và đô la hóa
2.3 Hoạt động hệ thống ngân hàng thương mại Việt Nam
2.3.1 Quy mô ngành ngân hàng
2.3.2 Hiệu quả hoạt động của ngành ngân hàng
2.3.3 Sức mạnh thị trường của các NHTM Việt Nam
2.3.4 Hoạt động kinh doanh phi truyền thống trong hệ thống NHTM Việt Nam
Cấu thành của thu nhập phi truyền thống của các NHTM Việt Nam được mô phỏng ở hình 2.6 và 2.7.
Hình 2.6 mô phỏng các giá trị trung bình qua các năm của thu nhập phi truyền thống (M) và các cấu
thành bao gồm thu nhập từ phí và hoa hồng (PS8), thu nhập từ kinh doanh chứng khoán (PS10), thu
nhập từ kinh doanh vàng và ngoại hối (PS11) và cuối cùng là thu nhập khác (PS9). Hình 2.7 mô phỏng
tỷ trọng của các khoản thu nhập vừa nêu đóng góp vào thu nhập phi truyền thống của các NHTM. Tất
cả các khoản thu nhập đều được tính theo tỷ số giữa thu nhập ròng của từng loại so với tổng tài sản.
Hình 2. 6 Diễn biến thu nhập phi truyền thống NHTM VN giai đoạn 2008-2013
0.005
0.004
PS8
0.003
PS9
0.002
PS10
0.001
PS11
0
2008
-0.001
2009
2010
2011
2012
2013
2014
Nguồn: Dữ liệu tác giả tính toán từ BCTC các NHTM 2008-2014. Thu nhập từ phí và hoa hồng
(PS8), thu nhập từ kinh doanh chứng khoán (PS10), thu nhập từ kinh doanh vàng và ngoại hối
(PS110) và cuối cùng là thu nhập khác (PS9).
Hình 2. 7 Cơ cấu thu nhập phi truyền thống NHTM VN giai đoạn 2008-2014
120%
100%
PS11
80%
PS10
60%
40%
PS9
20%
PS8
0%
-20%
2008
2009
2010
2011
2012
2013
2014
Nguồn: Dữ liệu tác giả tính toán từ BCTC các NHTM 2008-2014. Thu nhập từ phí và hoa hồng (PS8), thu nhập
từ kinh doanh chứng khoán (PS10), thu nhập từ kinh doanh vàng và ngoại hối (PS110) và cuối cùng là thu nhập
khác (PS9).
10
3. PHƯƠNG PHÁP NGHIÊN CỨU VÀ DỮ LIỆU
3.1 Chuỗi thời gian không dừng và đồng liên kết
3.2 Ước lượng truyền dẫn lãi suất bán lẻ và hành vi điều chỉnh lãi suất bán lẻ
3.2.1 Ước lượng cân bằng dài hạn 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 (3.3) (Bondt, 2002; Liu và các tác giả, 2008)
yt =α0 + α1xt + εt
(3.3)
Trong đó, yt là lãi suất tiền gửi hoặc lãi suất cho vay. xt đại diện cho lãi suất thị trường liên ngân hàng
hoặc lãi suất chính sách, εt là phần sai số. α0 và α1 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 dừng9. Hệ số α0 đo lường markup
hoặc markdown. Hệ số α1 đo lường hệ số truyền dẫn lãi suất bán lẻ. Nếu α1 =1 gọi là truyền dẫn hoàn
toàn, α1 < 1 gọi là truyền dẫn không hoàn toàn và nếu α1 > 1 gọi là truyền dẫn quá mức (Wang & Lee,
2009; Liu và các tác giả, 2008; Bondt, 2002).
Liu và các tác giả (2008) đã đề nghị áp dụng phương pháp Phillips & 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.
= +
(
+ +
)+∑
∆
+
(3.3c)
+∑
3.2.2 Ước lượng cân bằng ngắn hạn và hành vi điều chỉnh lãi suất bán lẻ của NHTM
Phân tích cơ chế hiệu chỉnh của mô hình ECM (mô hình 3.4) giúp Luận án xác định được tốc độ và
thời gian điều chỉnh về trạng thái cân bằng khi mối quan hệ giữa các chuỗi lãi suất trong (3.3) không
được duy trì. Kết hợp với phân tích cấu trúc hiệu chỉnh sai số (mô hình 3.6) Luận án có thể trả lời cho
câu hỏi có hay không điều chỉnh bất cân xứng lãi suất bán lẻ ở Việt Nam.
)+∑
∆ = ∆ + (
+
+
∆
+∑
Trong đó
∆
+
(3.4)
= (yt-1=α0 – α1xt-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 (3.3) nhưng với hệ số ước lượng từ phương trình (3.3c).
Độ trễ điều chỉnh trung bình (MAL) của truyền dẫn hoàn toàn được tính như (3.5)
MAL = (β0-1)/δ
(3.5)
MAL đơn giản là trung bình trọng số các độ trễ và 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.
Để kiểm định điều chỉnh bất cân xứng của lãi bán lẻ cần quan tâm đến vị trí lệch khỏi trạng thái cân
bằng. Trường hợp này biến giả (λ) được sử dụng. Trong đó λ nhận giá trị 1 khi εt-1 > 0 và nhận giá trị 0
khi εt-1 < 0.
∆
=
∆
+
+
(1 − )
+∑
∆
+∑
∆
+
(3.6)
Trong đó δ2 tương ứng với δ trong trường hợp khi εt-1 > 0 và δ3 tương ứng với δ trong trường hợp khi
εt-1 < 0. Để phát hiện điều chỉnh bất cân xứng, kiểm định Wald được thực hiện. Giả thuyết H0 của kiểm
định này là δ2 = δ3. Nếu H0 chưa có được chấp nhận trong mức ý nghĩa thống kê, khi đó mô hình tồn
tại δ2 ≠ δ3. Điều này hàm ý rằng vấn đề điều chỉnh bất cân xứng lãi suất bán lẻ đang tồn tại.
9
Để thỏa mãn điều kiện tồn tại đồng liên kết như nêu trong phần 3.1
11
Độ trễ điều chỉnh trung bình bất cân xứng như sau:
MAL+ = (β0-1)/δ2
(3.7)
-
MAL = (β0-1)/δ3
(3.8)
+
MAL ngụ ý tốc độ điều chỉnh trung bình khi lãi suất bán lẻ nằm phía trên vị trí cân bằng, ngược lại
với MALNhư đã nêu trong 1.2.2, điều chỉnh bất cân xứng có thể được giải thích theo giả thuyết hành vi thỏa
hiệp định giá và giả thuyết hành vi người tiêu dùng. Bằng cách so sánh giá trị tuyệt đối của δ2 và δ2 có
thể xác định điều chỉnh bất cân xứng lãi suất bán lẻ theo hướng tăng lên hay giảm xuống. Chẳng hạn,
với lãi suất tiền gửi nếu | | > | | cho biết tồn tại điều chỉnh bất cân xứng theo hướng tăng cứng
nhắc. Điều này đồng nghĩa với giả thuyết thỏa hiệp định giá. Ngược lại nếu | | < | | cho biết tồn
tại điều chỉnh bất cân xứng theo hướng giảm cứng nhắc. Điều này đồng nghĩa với giả thuyết hành vi
người tiêu dùng (Wang & Lee, 2009; Haughton & Iglesias, 2012).
3.2.3 Mô hình cấu trúc- ảnh hưởng của minh bạch CSTT và đô la hóa
Ảnh hưởng của minh bạch chính sách tiền tệ đến truyền dẫn lãi suất
Như vậy, 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 (3.3c), 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.
Ngoài ra, có quan điểm cho rằng các cam kết của Việt Nam trong WTO thực hiện theo lộ trình, cột
mốc quan trọng trong lộ trình này là Quốc hội thông qua Luật các tổ chức tín dụng và Luật NHNN vào
tháng 6 năm 2010. Phần 2.2, Nghiên cứu cũng thảo luận sâu về vấn đề này. Vì vậy, để có thêm bằng
chứng so sánh, Nghiên cứu sử dụng điểm gãy cấu trúc minh bạch CSTT tháng 6 năm 2010. Biến giả
D10 và biến tương tác của biến giả D10 được đưa vào trong phương trình (3.3c), D10 nhận giá trị 0
cho những quan sát trước tháng 6 năm 2010 và nhận giá trị 1 cho những quan sát từ tháng 6 năm 2010
trở về sau.
Ảnh hưởng của tỷ lệ đô la hóa cao đến truyền dẫn lãi suất
Để phân tích thay đổi cấu trúc mức độ đô la hóa, Nghiên cứu sử dụng phương pháp do Levy-Yeyati
(2006) đề xuất. Levy-Yeyati (2006) đã sử dụng trung vị để phân chia mức đô la hóa cao và đô la hóa
thấp. Biến giả FDC được sử dụng. Quá trình phân tích tương tự như biến D07. Những quan sát có giá
trị lớn hơn mức trung vị nhận giá trị 1 và nhận giá trị 0 cho những quan sát còn lại.
3.3 Ứng dụng mô hình dữ liệu bảng nghiên cứu hành vi thiết lập lãi cận biên
Mô hình như sau:
=
+
+
12
+
(3.9)
Mô hình (3.9) được ước lượng với dữ liệu bảng10. Có ba dạng mô hình để ước lượng với dữ liệu bảng
bao gồm Pooled, Fixed effect (FE) và Rankdom effect (RE). Trong Nghiên cứu này, mô hình Fixed
effect (FE) được sử dụng để ước lượng mô hình (3.9).
Ngoài ra, đặc điểm của lãi cận biên có thể tạo ra hiện tượng giá trị tỷ lệ cận biên hiện tại có thể chịu
tác động của giá trị kỳ trước. Điều này cũng được nhiều nghiên cứu thực nghiệm trước đây phân tích
(Carbo & Rodríguez, 2007; Maudos & Solisa, 2009; Chortareas và các tác giả, 2012). Vì lý do đó
Luận án ước lượng mô hình (3.9) với dạng mô hình động:
=
+
+
+
+
(3.10)
Mô hình 3.10 được Ước lượng theo phương pháp System GMM (GMMs).
Mối quan hệ phi tuyến giữa thu nhập phi truyền thống và lãi cận biên
Với giả thuyết H0: Tồn tại mối quan hệ phi tuyến giữa lãi cận biên và thu nhập phi truyền thống, Luận
án xây dựng các biến và mô hình kiểm định giả thuyết. Nếu giả thuyết H0 trong trường hợp này được
chấp nhận, nghĩa là tăng thu nhập phi truyền thống quá mức sẽ làm tăng lãi cận biên. Để tìm bằng
chứng về mối quan hệ phi tuyến giữa lãi cận biên và thu nhập phi truyền thống, Nghiên cứu bổ sung
biến thu nhập phi truyền thống bình phương vào mô hình (3.9). Lúc này mô hình (3.9) được viết lại
như sau:
=
+
+
+
_
Nếu giả thuyết H0 tồn tại kết quả ước lượng (3.11) cho thấy hệ số
dương, trong khi hệ
+
(3.11)
có ý nghĩa thống kê và có giá trị
có ý nghĩa thống kê và có giá trị âm. Mối quan hệ kỳ vọng của các biến xác
định lãi cận biên trong mô hình thực nghiệm được tóm lược tại bảng 3.1.
10
+
Xem thêm R. Carter Hill và các tác giả (2011), chương 15.
13
Bảng 3. 1 Kỳ vọng mối quan hệ các biến xác định lãi cận biên
Diễn giải
Biến
Sức mạnh thị trường (Concentration
ratio_income)
ps1_cr
Sức mạnh thị trường (Concentration
ratio_asset)*
Chi phí hoạt động (tổng chi phí hoạt
động/Tổng TS)
ps1_crasset
ps2
Nguồn
Kỳ
vọng
+
Tính
toán từ
dữ liệu
BCTC
Sử dụng trong nghiên cứu trước
López-Espinosa và các tác giả (2011);
Maudos & Solísa (2009); Maudos &
Fernandez de Guevara (2004); Ho &
Saunders (1980)
+
+
Maudos & Fernandez de Guevara (2004)
và Maudos & Solísa (2009),
Rủi ro tín dụng (Chi phí dự phòng/Tổng
dư nợ)
ps3
+
Maudos & Fernandez de Guevara (2004)
và Maudos & Solísa (2009)
Độ ngại rủi ro (Vốn CSH/Tổng TS)
ps4
+
McShane & Sharpe (1985); Maudos &
Fernandez de Guevara (2004) và Maudos
& Solísa (2009); Nguyen (2012)
+
Ho & Saunders (1981), Maudos và
Guevara (2004), Carbo & Rodríguez
(2007), Maudos & Solisa (2009)
Tính
toán từ
dữ liệu
Bloomb
erg
Rủi ro thị trường (SD VNIBOR 3
month)
ps5
Biến tương tác ( PS3*PS5)
ps6
-
Maudos & Solisa (2009)
PS7
+/-
Maudos & Solisa (2009) và Maudos &
Fernandez de Guevara (2004)
Quy mô giao dich (logarithm dư nợ cho
vay)
Thu nhập từ phí và hoa hồng (Thu nhập
từ phí và hoa hồng/Tổng TS)
Thu nhập khác (Thu nhập khác /Tổng
TS)
Thu nhập từ kinh doanh chứng khoán
(Lãi/lỗ/ kinh doanh chứng khoán/Tổng
TS)
Thu nhập từ kinh doanh vàng và ngoại
hối (Lãi/lỗ kinh doanh ngoại hối/Tổng
TS)
ps8
ps9
ps10
ps11
PS8+PS9+PS10+PS11
psnon
Thu nhập phi truyền thống bình phương
psnon_sq
Đa dạng doanh thu*
div2
Đa dạng tài sản*
Thanh toán ngoài lãi (Chi phí ngoài lãi
suất/Tổng TS)
div3
Chi phí cơ hội (Vốn lưu động/Tổng TS)
ps13
Chi phí cơ hội (Tiền mặt/Tổng TS)*
Hiệu quả quản trị (tổng chi phí/tổng
doanh thu)
ps13b
Tỷ lệ lạm phát hằng năm (%)
-
Maudos & Solisa (2009)
-
div1
Đa dạng thu nhập*
Tỷ lệ tăng trưởng GDP hằng năm (%)
Tính
toán từ
dữ liệu
BCTC
Tính
toán từ
dữ liệu
BCTC
-
Maudos & Solisa (2009)
+
Chưa sử dụng
-
Chưa sử dụng
-
Chưa sử dụng
-
Chưa sử dụng
+
Maudos & Solisa (2009), Ho & Saunders
(1980)
Maudos & Solisa (2009), López-Espinosa
và cộng sự (2011)
ps12
+/+/ps14
GSO
+/-
GSO
+/-
gdp
inf
Maudos & Solisa (2009) và Maudos &
Fernandez de Guevara (2004)
Martínez và Mody, 2004; Gelos, 2006;
Carbo và Rodríguez, 2007; Claey và
Vander Vennet, 2007; Maudos & Solisa
(2009)
Demirgüç-Kunt & Huizinga, 1999; Brock
& Rojas, 2000; Martinez & Mody, 2004;
Claeys & Vander Vennet, 2008; Maudos
& Solisa (2009)
Nguồn: Tổng hợp của tác giả. * các biến này được sử dụng trong mô hình kiểm chứng (robustness check)
14
3.4 Dữ liệu nghiên cứu
Nghiên cứu sử dụng dữ liệu hàng tháng từ tháng 1 năm 1999 đến tháng 7 năm 2014. Mô tả các dữ liệu
được tóm tắt trong Bảng 3.3. Để nghiên cứu hành vi thiết lập lãi cận biên, Luận án quan sát dữ liệu của
44 ngân hàng thương mại và tổ chức tài chính nội địa có hoạt động tương tự như NHTM ở Việt Nam.
Bảng 3. 3 Các biến trong mô hình nghiên cứu truyền dẫn lãi suất bán lẻ
Ký hiệu
Diễn giải
biến
1
Lãi suất tái cấp vốn
2
Lãi suất liên ngân hàng kỳ hạn 3 tháng
3
Lãi suất tín phiếu kho bạc kỳ hạn 365 ngày
4
5
Nguồn
PR
IFS
VNIBOR3
Bloomberg
Tbill
IFS
Lãi suất cho vay trung bình kỳ hạn dưới 12 tháng
LD
IFS
Lãi suất tiền gửi trung bình kỳ hạn 3 tháng
DR
IFS
Minh bạch CSTT. Biến giả nhận giá trị 1 cho những quan sát
từ tháng 11/2007 trở đi và nhận giá trị 0 cho những quan sát
6
còn lại
Tác giả tính
D07
toán
Minh bạch CSTT. Biến giả nhận giá trị 1 cho những quan sát
từ tháng 6/2010 trở đi và nhận giá trị 0 cho những quan sát
7
còn lại
Tác giả tính
D10
toán
Đô la hóa. Biến giả nhận giá trị 1 cho những quan sát lớn
hơn giá trị trung vị (19,6%) và nhân giá trị 0 cho những quan
8
sát còn lại
Tác giả tính
DFDC
toán
Nguồn: Tổng hợp của tác giả
4. KẾT QUẢ PHÂN TÍCH THỰC NGHIỆM
4.1. Hiệu lực truyền dẫn lãi suất bán lẻ và hành vi điều chỉnh lãi suất bán lẻ
4.1.1 Kiểm định nghiệm đơn vị và đồng liên kết
4.1.2 Kết quả cân bằng dài hạn
Kết quả ước lượng các tham số của theo phương pháp EG-OLS và PL được trình bày tóm tắt trong
bảng 4.1. Hệ số của tham số α1 trong tất cả các trường hợp đều có ý nghĩa thống kê ở mức 1%. Các
kiểm định về phần dư của các ước lượng EG-OLS đều là chuỗi dừng. Kết quả này cho thấy tồn tại mối
cân bằng dài hạn giữa các biến lãi suất trong từng trường hợp. Khi thực hiện ước lượng theo phương
pháp EG-OLS, hiện tượng tự tương quan làm cho kết quả ước lượng các tham số mất tính hiệu quả.
Trong khi đó ước lượng theo phương pháp PL lại không thấy có hiện tượng tự tương quan11.
Bằng phương pháp PL, các kết quả hoàn toàn thống nhất. Tất cả các trường hợp đều không xảy ra
truyền dẫn hoàn toàn. Hệ số truyền dẫn trung bình ở các trường hợp ở mức cao dao động trong khoảng
11
Trong các mô hình truyền dẫn lãi suất chính sách sang lãi suất tiền gửi, DW có giá trị 1.65. Đối chiếu với kết
quả tra bảng của (Savin & White, 1997) với mức ý nghĩa 1% giá DW trong khoảng 1.592 – 1.757
15
0.72 đến 0.87. Mối tương quan tìm thấy có giá trị dương ở tất cả các trường hợp. Một số tác giả như
Đinh Thị Thu Hồng & Phan Đình Mạnh (2013), Lê Phan Thị Diệu Thảo & Nguyễn Thị Thu Trang
(2014) cũng tìm thấy truyền dẫn lãi suất bán lẻ không hoàn toàn ở Việt Nam.
Đối với mối quan hệ lãi suất chính sách cùng chiều hàm ý rằng, khi tăng lãi suất chính sách không chỉ
tác động đến lãi suất bán lẻ mà còn làm tăng lãi suất thị trường liên ngân hàng. Đây là hiệu ứng tích
cực hỗ trợ điều hành CSTT thắt chặt của NHNN.
Trong tất cả các trường hợp hệ số chặn, đại diện cho markup hoặc markdown, Nghiên cứu tìm thấy
đều có giá trị dương và có ý nghĩa thống kê. Kết quả hàm ý các ngân hàng thường cộng thêm một
khoảng như phần bù rủi ro trong định giá khoản vay hoặc huy động vốn.
Bảng 4. 1 Truyền dẫn lãi suất bán lẻ -Cân bằng dài hạn
Lãi suất cho vay (LD) là biến phụ thuộc
Ước lượng OLS
Ước lượng PL
Hệ số
chặn
Hệ số
gốc
(α1)
(b)
(c)
(d)
(e)
VNBOR3
5.35*
0.72*
0.70
0.29
65.97*
PR
6.00*
0.74*
0.73
0.25
Biến độc
lập (x)
(a)
R2
DW
χ2 (α1=1)
Hệ số
chặn
(f)
(g)
Hệ số
gốc (α1)
R2
DW
χ2 (α1=1)
(h)
(i)
(j)
(k)
5.38*
0.72*
0.95
1.80
269.77*
60.77*
6.10*
0.73*
0.95
1.83
315.66*
Lãi suất tiền gửi (DR) là biến phụ thuộc
VNBOR3
PR
0.89**
0.84*
0.69
0.22
15.95*
0.99*
0.83*
0.97
1.99
110.00*
1.84*
0.83*
0.67
0.15
15.44*
2.05*
0.80*
0.96
1.65
187.02*
2.85*
0.75*
0.92
1.86
126.49*
2.38*
0.87*
0.92
1.94
21.11*
Lãi suất liên ngân hàng (VNIBOR3) là biến phụ thuộc
PR
2.77*
0.77*
2.09*
0.91*
0.58
0.20
2.56*
0.57
0.33
2.58
TBill
Nguồn: Tính toán của tác giả từ phần mềm thống kê. *,**,*** biểu thị mức ý nghĩa thống kê 1%, 5% và
10%. Ước lượng OLS thực hiện theo phương trình yt =α0 + α1xt + εt . Ước lượng PL thực hiện theo phương
trình = +
(
+ +
)+∑
∆
+
(3.3c). Độ trễ được lựa
+∑
chọn theo tiêu chí AIC
4.1.3
Tác động của minh bạch chính sách tiền tệ và đô la hóa
4.1.3.1 Thay đổi cấu trúc: Minh bạch chính sách tiền tệ
Kết quả ảnh hưởng thay đổi cấu trúc minh bạch CSTT được tóm tắt tại bảng 4.2. Bảng 4.2 cũng cho
thấy biến giả D07 và biến tương tác D07*x đều không có ý nghĩa thống kê. Tuy nhiên bảng 4.3 cho
kết quả tốt hơn về ảnh hưởng của minh bạch CSTT đến truyền dẫn lãi suất bán lẻ ở Việt Nam. Biến
tương tác D10*x trong các cột (b), (c), (h), (g), (f) và (k) có giá trị dương. Điều này hàm ý rằng các
truyền dẫn từ lãi suất liên ngân hàng vào lãi suất cho vay, lãi suất huy động và từ lãi suất Tbill vào lãi
suất liên ngân hàng giai đoạn sau minh bạch CSTT lớn hơn so với giai đoạn trước đó.
16
Bảng 4. 2 Minh bạch chính sách tiền tệ và truyền dẫn lãi suất bán lẻ
Diễn giải
(a)
LDvsVNBOR3
LDvsPR
DRvsVNIBOR3
DRvsPR
VNIBOR3vsPR
VNIBOR3vsTbill
(b)
(c)
(d)
(e)
(f)
(g)
Hệ số chặn (α0)
5.27*
5.93*
0.94***
2.13*
3.22*
2.74*
Hệ số gốc (α1)
0.73*
0.76*
0.82*
0.78*
0.70*
0.80*
D07 (αd07)
D07*VNIBOR3/PR/Tbill
(αd07*x)
R2
0.28
0.15
0.33
0.18
-0.68
-0.43
-0.02
-0.03
-0.01
0.0001
0.09
0.08
0.95
0.95
0.97
0.96
0.93
0.92
DW
1.79
1.83
1.99
1.67
1.87
1.94
χ (α1=1)
14.76
18.27
6.96
34.82
11.73
4.29
Prob
0.000
0.000
0.008
0.000
0.00
0.038
χ (αd07= αd07*x=0)
1.71
0.43
3.66
2.82
1.50
0.539
Prob
0.424
0.80
0.16
0.243
0.47
0.76
2
2
Nguồn: Tính toán của tác giả theo phần mềm thống kê. Ước lượng PL thực hiện theo phương trình = +
(
+
+∑
+
)+∑
∆
+
07 +
07 ∗ +
. Độ trễ được lựa chọn theo tiêu chí AIC. LDvsVNIBOR3 chỉ truyền
∗
dẫn lãi suất liên ngân hàng sang lãi suất cho vay. Tương tự cho các trường hợp còn lại.
Bảng 4. 3 Minh bạch chính sách tiền tệ và truyền dẫn lãi suất bán lẻ
Diễn giải
LDvsVNB
OR3
LDvsV
NBOR3
LDvsPR
LDvsPR
DRvsV
NIBOR
3
DRvsV
NIBOR
3
DRvsPR
VNIBO
R3vsPR
VNIBOR
3vsPR
VNIBO
R3vsTb
ill
(a)
(b)
(c)
(d)
(e)
(f)
(g)
(h)
(i)
(j)
(k)
Hệ số chặn (α0)
5.62*
5.51*
2.44*
6.02*
1.13*
1.08*
2.08*
2.44*
2.38*
2.73*
Hệ số gốc (α1)
0.68*
0.69*
0.85*
0.74*
0.80*
0.80*
0.80*
0.84*
0.85*
0.81*
D10 (αd10)
D10*VNIBOR3/P
R/Tbill (αd10*x )
R2
-0.21
-0.11
-0.33
0.055***
0.034*
-0.05
-0.01
0.04
0.03**
0.01*
-0.04
-0.07*
0.205*
0.95
0.95
0.93
0.95
0.97
0.97
0.96
0.93
0.93
0.93
DW
1.78
1.77
1.85
1.83
1.98
1.98
1.65
1.85
1.85
1.94
χ (α1=1)
172.19
256.35
18.69
130.25
64.32
107.4
86.68
18.69
18.59
17.11
Prob
0.00
0.00
0.00
0.00
0.00
0.00
0.00
0.00
0.00
0.00
χ (αd10= αd10*x=0)
7.89
12.09
4.82
0.12
12.09
11.68
Prob
0.019
0.002
0.089
0.94
0.00
0.00
(αd10*x = 0)
3.33
7.35
0.777
0.89
1.54
4.77
0.1
0.77
11.69
10.54
Prob
0.06
0.00
0.00
0.34
0.22
0.03
0.75
0.37
0.00
0.00
χ2 (α1 + αd10*x=1)
152.57
248.65
21.55
69.12
89.52
47.31
21.55
111.6
0.21
2
2
-0.33
-0.09
Prob
-1.99*
0.00
0.00
0.00
0.00
0.00
0.00
0.00
0.00
0.64
Nguồn: Tính toán của tác giả theo phần mềm thống kê. Ước lượng PL thực hiện theo phương trình = +
+
∑
(
+ +
)+∑
∆
+
10 +
10 ∗ +
. Độ trễ được lựa chọn theo tiêu chí
∗
AIC. LDvsVNIBOR3 chỉ truyền dẫn lãi suất liên ngân hàng sang lãi suất cho vay. Tương tự cho các trường hợp còn lại.
17
4.1.3.2 Đô la hóa và truyền dẫn lãi suất bán lẻ
Hệ số của biến tương tác kỳ vọng có giá trị âm để phản ánh hệ số truyền dẫn giảm trong giai đoạn đô la hóa
cao. Hay nói cách khác đô la hóa cao làm cho truyền dẫn lãi suất không hoàn toàn. Đây là điều các nhà
hoạch định chính sách tiền tệ không hề mong đợi. Kết quả tại bảng 4.5 cho thấy biến tương tác có giá trị âm
đã ủng hộ giả thuyết mức độ đô la hóa cao làm cho hệ số truyền dẫn lãi suất giảm đi, hay nói cách khác là
CSTT kém hiệu lực.
Bảng 4. 5 Ảnh hưởng của đô la hóa đến truyền dẫn lãi suất
Diễn giải
LDvsVN
IBOR3
VNIBOR3
vsPR
VNIBOR3
vsTbill
(a)
(b)
(c)
(d)
(e)
(f)
(g)
Hệ số chặn (α0)
5.35*
6.12*
1.06*
2.22*
2.94*
2.15*
Hệ số gốc (α1)
0.74*
0.72*
0.84*
0.79*
0.73*
0.90*
DFDC (αDFDC)
DFDC*PR/VNIBOR3
(αDFDC*x)
R2
0.66**
0.01
0.47***
-0.1
-0.68***
1.17**
-0.11*
-0.01
-0.10*
-0.01
0.15**
-0.2*
0.95
0.95
0.97
0.96
0.93
0.93
DW
1.88
1.83
1.95
1.65
1.84
1.96
X (α1=1)
177.04
126.14
72.42
82.85
Prob
0.00
0.000
0.00
0.000
0.000
0.004
X2 (αDFDC= αDFDC*x)
21.67
0.19
28.09
4.05
13.47
8.37
Prob
0.000
0.909
0.000
0.131
0.001
0.015
X (α1+ αDFDC* x)
190.76
104.9
8.52
21.79
0.000
0.000
0.003
0.000
2
2
LDvsPR
DRvsVNIBOR3
DRvsPR
66.16
7.91
Nguồn: Tính toán của tác giả theo phần mềm thống kê. Ước lượng PL thực hiện theo phương trình = +
(
+ +
+∑
)+∑
∆
+
+
∗ +
. Độ trễ được lựa chọn theo tiêu chí AIC. LDvsVNIBOR3 chỉ truyền dẫn lãi suất
∗
liên ngân hàng sang lãi suất cho vay. Tương tự cho các trường hợp còn lại.
4.1.4 Kết quả ước lượng cân bằng ngắn hạn và tốc độ điều chỉnh lãi suất bán lẻ
Kết quả từ bảng 4.6 cho thấy hệ số hiệu chỉnh δ có dấu trùng với kỳ vọng ở tất cả các trường hợp và có ý
nghĩa thống kê ngoại trừ cột (c) .
Bảng 4. 6 Truyền dẫn lãi suất bán lẻ tức thời và tốc độ điều chỉnh
Biến (x)
LD12 vs
VNBOR3
LD12 vs
PR
(a)
(b)
DR vs
VNBOR3
DR vs PR
VNIBOR3
vs PR
VNIBOR3
vs Tbill
(c)
(d)
(e)
(f)
β0
0.17*
0.39*
0.29*
0.36*
0.55*
0.22*
Δ
-0.11*
-0.15*
-0.05
-0.12**
-0.11*
-0.10*
MAL
5.0
2.2
10.0
3.7
3.3
6.5
Nguồn: Tính toán của tác giả theo phần mềm thống kê. Ước lượng PL thực hiện theo phương trình
∆ = ∆ +
+∑
∆
+∑
∆
+ Với
thu được từ phương trình (3.3) nhưng với tham số ước lượng PL tại
phương trình (3.3c).
=
+
+
. Độ trễ được lựa chọn theo tiêu chí AIC. LDvsVNIBOR3 chỉ truyền dẫn lãi suất liên ngân hàng
sang lãi suất cho vay. Tương tự cho các trường hợp còn lại.
18
4.1.5 Hành vi điều chỉnh lãi suất lẻ bất cân xứng
Để kiểm định điều chỉnh bất cân xứng của lãi suất bán lẻ cần quan tâm đến vị trí lệch khỏi trạng thái cân
bằng. Trường hợp này biến giả (K) được sử dụng. Trong đó K nhận giá trị 1 khi εt-1 > 0 và nhận giá trị 0 khi
εt-1 < 0.
Bảng 4. 7 Điều chỉnh cân xứng và bất cân xứng
Mô hình
LD12 vs
VNBOR3
LD12 vs PR
A
b
DR vs
VNBOR3
DR vs PR
VNIBOR3 vs
PR
VNIBOR3
vs Tbill
c
d
e
f
β0
0.18*
0.39*
0.29*
0.36*
0.55*
0.22*
δ2
-0.13*
-0.13**
-0.03
-0.28***
-0.20*
-0.1***
δ3
-0.09***
-0.17*
-0.06
-0.11***
-0.05
-0.09
x2 (δ2 =δ3)
0.375
0.26
0.454
1.058
5.43
0.062
Prob
0.539
0.608
0.500
0.306
0.019
0.802
MAL+
4.2
2.6
n/a
1.6
1.8
5.8
MAL-
6.0
2.0
n/a
4.0
4.0
7.2
Nguồn: Tính toán của tác giả theo phần mềm thống kê. Ước lượng PL thực hiện theo phương trình ∆ =
∆ + K
+ (1 − K) ∗
+∑
∆
+∑
∆
+ . Với
thu được từ
phương trình (3.3) nhưng với tham số ước lượng PL tại phương trình (3.3c).
=
+ +
.
Trong đó K nhận giá trị 1 khi ECt-1 > 0 và nhận giá trị 0 khi ECt-1 < 0. Độ trễ được lựa chọn theo tiêu chí
AIC. LDvsVNIBOR3 chỉ truyền dẫn lãi suất liên ngân hàng sang lãi suất cho vay. Tương tự cho các trường
hợp còn lại.
Bảng 4.7 trình bày tóm tắt kết quả phân tích tốc độ điều chỉnh bất cân xứng. Các hệ số kiểm định điều chỉnh
bất cân xứng (δ2 và δ3 ) mang giá trị âm ở các cột a, b và d. Điều này hàm ý tồn tại điều chỉnh lãi suất bất cân
xứng ở Việt Nam cho những mối quan hệ trong các trường hợp này.
Như đã nêu trong phần 3.2.3, Đối với lãi suất tiền gửi nếu | | > | | (tương đương
<
) cho
biết tồn tại điều chỉnh bất cân xứng theo hương tăng cứng nhắc. Điều này đồng nghĩa với giả thuyết thỏa
hiệp định giá. Ngược lại nếu | | < | | (tương đương
>
)cho biết tồn tại điều chỉnh bất cân
xứng theo hương giảm cứng nhắc. Điều này đồng nghĩa với giả thuyết hành vi người tiêu dùng; Đối với lãi
suất cho vay | | > | | (tương đương
<
) cho biết tồn tại điều chỉnh bất cân xứng theo
hương giảm cứng nhắc. Điều này đồng nghĩa với giả thuyết hành vi người tiêu dùng. Ngược lại nếu | | <
| | (tương đương
>
)cho biết tồn tại điều chỉnh bất cân xứng theo hương tăng cứng nhắc.
Điều này đồng nghĩa với giả thuyết thỏa hiệp định giá;
4.2 Các yếu tố quyết định lãi cận biên tác động đến điều chỉnh lãi suất bán lẻ
4.2.1
Kết quả mô hình dữ liệu bảng với ước lượng Fixed effect
Kết quả các mô hình ước lượng mô hình (3.9) và mô hình (3.11) với ước lượng fixed effect (FE) được trình
bày trong bảng 4.8. Nhìn chung, kết quả phân tích hồi quy tóm tắt tại bảng 4.8 cho thấy các dấu của hệ số
hồi quy đều đúng với kỳ vọng ban đầu và có ý nghĩa thống kê ngoại trừ biến chi phí hoạt động. Tham số của
biến này có đúng dấu kỳ vọng nhưng chưa có ý nghĩa thống kê.
19
Bảng 4. 8 Kết quả ước lượng mô hình (3.9) và (3.11) với Fixed effect
Diễn giải
(a)
Concentration ratio_income
Biến
(b)
ps1_cr
Chi phí hoạt động (tổng chi phí hoạt động/Tổng TS)
ps2
Rủi ro tín dụng (Chi phí dự phòng/Tổng dư nợ)
ps3
Độ ngại rủi ro (Vốn CSH/Tổng TS)
ps4
Rủi ro thị trường (SD VNIBOR 3 month)
ps5
Biến tương tác ( PS3*PS5)
ps6
Thu nhập từ phí và hoa hồng (Thu nhập từ phí và hoa
hồng/Tổng TS)
ps8
Thu nhập khác (Thu nhập khác /Tổng TS)
ps9
Thu nhập từ kinh doanh chứng khoán (Lãi/lỗ/ kinh
doanh chứng khoán/Tổng TS)
ps10
-0.41***
(0.212)
Thu nhập từ kinh doanh vàng và ngoại hối (Lãi/lỗ kinh
doanh ngoại hối/Tổng TS)
ps11
-1.011*
(0.272)
PS8+PS9+PS10+PS11
psnon
Thu nhập phi truyền thống bình phương
psnon_sq
Thanh toán ngoài lãi (Chi phí ngoài lãi suất/Tổng TS)
ps12
Chi phí cơ hội (Vốn lưu động/Tổng TS)
ps13
Hiệu quả quản trị (tổng chi phí/tổng doanh thu)
ps14
Tỷ lệ tăng trưởng GDP hằng năm (%)
gdp
Tỷ lệ lạm phát hằng năm (%)
inf
Hằng số
_cons
Ngưỡng Psnon
R-sq: within
FE-vce
(c)
0.078
(0.047)
0.051
(0.235)
0.247***
(0.124)
0.084*
(0.021)
0.019*
(0.005)
-0.194**
(0.077)
FE-vce
(d)
0.096***
(0.051)
0.003
(0.263)
0.308**
(0.147)
0.089*
(0.024)
0.019*
(0.004)
-0.154**
(0.061)
FE-vce
(e)
0.08***
(0.04)
0.237
(0.182)
0.132
(0.112)
0.059*
(0.016)
0.019*
(0.004)
-0.149**
(0.057)
-0.695*
(0.124)
-1.576*
(0.209)
28.206*
(6.708)
0.735*
(0.239)
-0.038*
(0.005)
-0.092*
(0.01)
-0.488*
(0.102)
0.018**
(0.007)
0.134*
(0.011)
1.03
0.77
-0.886*
(0.258)
-0.846*
(0.147)
1.262*
(0.176)
-0.027*
(0.006)
-0.083*
(0.013)
-0.421*
(0.097)
0.021**
(0.008)
0.114*
(0.015)
1.123*
(0.165)
-0.028*
(0.006)
-0.085*
(0.012)
-0.454*
(0.103)
0.015***
(0.008)
0.117*
(0.014)
0.72
0.71
Nguồn: Tác giả tổng hợp từ kết quả ước lượng trên phần mềm thống kê Stata.
Trong bài viết này *,**,*** biểu thị mức ý nghĩa thống kê lần lượt là 1%, 5% và 10%. Giá trị trong ngoặc đơn thể
hiện sai số thống kê. Ngưỡng Psnon = EXP(-PSnon/(2PSnon_sq)). Các kết quả Hausman test giúp đánh giá mô
hình FE có phù hợp hay không. Giả thuyết H0 của kiểm định này là cov( , ) #0. Nếu giả thuyết này đủ bằng
chứng bác bỏ nghĩa là mô hình FE phù hợp. Modified Wald test và Wooldridge test được sử dụng để kiểm tra vấn
đề phương sai thay đổi và tự tương quan bậc nhất. Giả thuyết H0 của Modified Wald test là không có hiện tượng
phương sai thay đổi. Giả thuyết H0 của Wooldridge test không có tự tương quan bậc 1 trong mô hình hồi quy FE.
Với mức ý nghĩa 5% kết quả chấp nhận giả thuyết H0 của kiểm định Hausman nghĩa là mô hình FE cho kết quả
đúng. Hai kiểm định Modified Wald và Wooldridge cho thấy các mô hình tồn tại tự tương quan bậc 1 và phương
sai thay đổi. Bảng 4.8 trình bày kết quả mô hình FE sau khi khắc phục phương sai thay đổi. Các hệ số có ý nghĩa
thống kê và có mối quan hệ phù hợp với kỳ vọng cho thấy lo lắng về đa cộng tuyến giữa các biến PS2 vs PS3,
PS14 vs PS2 và PS14 vs PS3 không đáng kể.
20
4.2.2
Kết quả mô hình dữ liệu bảng động
Bảng 4.11 và 4.12 tóm tắt các kết quả System GMM sau khi hiệu chỉnh sai số.
Nhìn chung, dấu kỳ vọng giữa các biến giải thích và biến phụ thuộc (M) khá nhất quán với nhau giữa các mô
hình (System GMM một bước và System GMM hai bước) và gần như không thay đổi so với mô hình FE đã
thực hiện ban đầu trừ biến rủi ro thị trường (PS5), biến tương tác (PS6) không có ý nghĩa thống kê. Các tham
số thu nhập từ phí và hoa hồng, thu nhập từ kinh doanh chứng khoán, thu nhập từ kinh doanh vàng và ngoại
hối, thu nhập khác có ảnh hưởng lớn đến lãi cận biên tương đương với ước lượng FE, các tham số PSnon và
PSnon_sq có mối quan hệ với lãi cận biên theo xu hướng đổi chiều từ tương quan âm sang tương quan
dương và có ý nghĩa thống kê ở mức 1%. Kết quả này khẳng định hành vi thiết lập lãi cận biên theo chiến
lược tài trợ chéo giữa thu nhập truyền thống và kinh doanh hiện đại. Tuy nhiên, nếu tăng qua mức kinh
doanh hiện đại chiến lược tài trợ chéo không còn hiệu quả. Với ước lượng GMMs giá trị ngưỡng PSnon
được tìm thấy ở mức 1.05% tổng tài sản.
Để có thêm bằng chứng về mối quan hệ phi tuyến nghiên cứu sử dụng thêm phân tích đồ thị dạng phương
trình bậc 2 giữa lãi cận biên với thu nhập phi truyền thống. Kết quả được mô phỏng trong hình 4.2.
Bảng 4. 11 Mô hình dữ liệu bảng động ước lượng với System GMM
One step
(c)
0.033
(0.119)
0.275***
(0.146)
Two
step
(d)
0.031
(0.095)
0.188**
(0.081)
One step
(e)
0.075
(0.127)
0.243
(0.165)
Two
step
(f)
0.066
(0.1)
0.113
(0.108)
One step
(g)
0.092
(0.108)
0.206
(0.141)
Two
step
(h)
0.086
(0.113)
0.149
(0.098)
ps2
0.437
(0.351)
0.725*
(0.254)
0.417
(0.335)
0.783*
(0.247)
0.471***
(0.274)
0.749*
(0.253)
Rủi ro tín dụng (Chi phí dự
phòng/Tổng dư nợ)
ps3
Độ ngại rủi ro (Vốn CSH/Tổng TS)
ps4
0.282
(0.222)
0.103**
(0.048)
0.378**
(0.144)
0.087*
(0.028)
0.306
(0.25)
0.103***
(0.055)
0.469**
(0.188)
0.07**
(0.031)
0.239
(0.23)
0.086***
(0.045)
0.379**
(0.18)
0.07*
(0.023)
Rủi ro thị trường (SD VNIBOR 3
month)
ps5
Biến tương tác ( PS3*PS5)
ps6
0.006
(0.01)
0.145
(0.399)
0.007
(0.009)
-0.017
(0.294)
0.003
(0.007)
0.118
(0.393)
0.005
(0.007)
-0.047
(0.264)
0.001
(0.007)
0.049
(0.294)
0.003
(0.008)
0.025
(0.231)
Thu nhập từ phí và hoa hồng (Thu
nhập từ phí và hoa hồng/Tổng TS)
ps8
-0.944***
(0.486)
-1.112**
(0.434)
Thu nhập khác (Thu nhập khác /Tổng
TS)
ps9
-1.226*
(0.291)
-1.074*
(0.287)
Thu nhập từ kinh doanh chứng khoán
(Lãi/lỗ/ kinh doanh chứng
khoán/Tổng TS)
ps10
-1.618**
(0.633)
-1.65*
(0.42)
Thu nhập từ kinh vàng và ngoại hối
(Lãi/lỗ kinh doanh ngoại hối/Tổng
TS)
ps11
-1.824*
(0.463)
-1.405*
(0.462)
Diễn giải
(a)
Lag M
Biến
(b)
L1.
Concentration ratio_income
ps1_cr
Chi phí hoạt động (tổng chi phí hoạt
động/Tổng TS)
21
Bảng 4. 12 Mô hình dữ liệu bảng động ước lượng với System GMM (tt)
Diễn giải
(a)
Biến
(b)
PS8+PS9+PS10+PS11
psnon
Thu nhập phi truyền thống bình phương
psnon_sq
Thanh toán ngoài lãi (Chi phí ngoài lãi
suất/Tổng TS)
ps12
Chi phí cơ hội (Vốn lưu động/Tổng TS)
ps13
Hiệu quả quản trị (tổng chi phí/tổng doanh
thu)
ps14
Tỷ lệ tăng trưởng GDP hằng năm (%)
gdp
Tỷ lệ lạm phát hằng năm (%)
inf
Hằng số
_cons
One step
(c)
Two step
(d)
One step
(e)
Two step
(f)
One step
(g)
-1.218*
(0.281)
-1.108*
(0.274)
-1.738*
(0.323)
19.803*
(7.134)
-1.533*
(0.38)
16.108**
(6.667)
1.35*
(0.379)
-0.026**
(0.013)
1.19*
(0.354)
-0.025**
(0.012)
1.365*
(0.36)
-0.029**
(0.013)
1.285*
(0.305)
-0.025***
(0.014)
0.995*
(0.345)
-0.033**
(0.013)
0.961*
(0.336)
-0.03**
(0.012)
-0.098*
(0.021)
-0.436**
(0.201)
0.041
(0.045)
0.114*
(0.032)
-0.095*
(0.016)
-0.241
(0.149)
0.028
(0.029)
0.1*
(0.025)
-0.099*
(0.022)
-0.399**
(0.173)
0.067***
(0.035)
0.111*
(0.031)
-0.101*
(0.022)
-0.235
(0.147)
0.053
(0.036)
0.103*
(0.028)
-0.102*
(0.019)
-0.43**
(0.171)
0.08**
(0.031)
0.12*
(0.029)
1.05
-0.103*
(0.02)
-0.269***
(0.147)
0.054
(0.036)
0.111*
(0.026)
1.049
(39) [44]
0.018
0.3
0.752
(39) [44]
0.039
0.189
0.752
(30) [44]
0.03
0.424
0.711
(30) [44]
0.065
0.252
0.711
(33) [44]
0.062
0.286
0.724
(33) [44]
0.128
0.24
0.724
0.64/0.68
0.64/0.68
0.34/0.82
0.34/0.82
0.37/0.82
0.37/0.82
0.73/0.59
0.73/0.59
0.59/0.65
0.59/0.65
0.59/0.65
0.59/0.65
Ngưỡng Psnon
Number of () []
Arellano-Bond test for AR(1)
Arellano-Bond test for AR(2)
Hansen-J test (p-value)
P-value for levels: Hansen test
excluding group/Difference (null H =
exogenous)
P-value for iv: : Hansen test
excluding group/Difference (null H =
exogenous)
Two step
(h)
Nguồn: Tác giả tổng hợp từ kết quả ước lượng trên phần mềm thống kê. Trong bài viết này *,**,*** biểu thị mức ý nghĩa thống kê
lần lượt là 1%, 5% và 10%. Giá trị trong ngoặc đơn thể hiện sai số thống kê. Ngưỡng Psnon = EXP(-PSnon/(2PSnon_sq)). Giá trị
trong ngoặc đơn và ngoặc vuông dòng (Number of () []) là số biến công cụ và số đơn vị chéo trong dữ liệu bảng. Vấn đề sai số trong ước
lượng System GMM được khắc phục theo đề xuất Windmeijer (2005). Cuối mỗi bảng trình bày kết quả các kiểm định tự tương
quan bậc 1 (Arellano-Bond test for AR(1) in first differences), tự tương quan bậc 2 (Arellano-Bond test for AR(2) in first
differences), kiểm định độ tin cậy của mô hình (Hansen test) khi có ràng buộc quá mức (overidentification). Giả thuyết H0 của
kiểm định Arellano –Bond là không tồn tại tự tương quan bậc nhất của phần dư trong ước lượng GMMs hệ thống. Giả thuyết H0
của kiểm định Hansen là các ràng buộc (các biến công cụ) có ý nghĩa. Kết quả kiểm định Hansen (J test) và C test cho thấy tất cả
các trường hợp các ràng buộc quá mức đều có giá trị. Nghĩa là biến công cụ phù hợp. Số biến công cụ nhỏ hơn số đơn vị chéo
trong dữ liệu bảng cho thấy các kết quả ước lượng với biến công cụ có tính hiệu quả.
Hình 4. 2 Mô phỏng quan hệ phi tuyến giữa lãi cận biên với thu nhập phi truyền thống
Nguồn: Tác giả thực trên phần mềm thống kê
22
4.3 Các mô hình kiểm chứng (Robustness checks)
4.3.1 Truyền dẫn lãi suất bán lẻ tiếp cận từ mô hình VAR
Trong phần này Nghiên cứu tiếp cận truyền dẫn lãi suất bán lẻ theo mô hình VAR. Mô hình này cũng được
(Bondt, 2002) áp dụng trong nghiên cứu truyền dẫn lãi suất bán lẻ ở khu vực các quốc gia Châu âu. Nghiên
cứu thực hiện ba trật tự để thực hiện phân tích cơ chế truyền dẫn gồm (4.2). (4.3) và (4.4) bên dưới.
Mô hình (4.2) thể hiện cơ chế truyền dẫn lãi suất chính sách đến lãi suất tiền gửi và cho vay. Mô hình (4.3)
thể hiện cơ chế truyền dẫn lãi suất thị trường liên ngân hàng đến lãi suất tiền gửi và cho vay. Trong khi mô
hình (4.3) thể hiện cơ chế truyền dẫn lãi suất chính sách và T-bill đến lãi suất thị trường liên ngân hàng. Các
cú sốc được chuẩn hóa như phương trình (4.5). Các mô hình được thực hiện với cùng mức trễ bằng 6 theo
tiêu chí AIC.
Kết quả phản ứng xung với cú sốc 1% của các mô hình (4.2), (4.3) và (4.4) lần lượt được mô phỏng trong
hình 4.3 đến 4.5
Hình 4. 3 Phản ứng truyền dẫn lãi suất chính sách (PR) đến lãi suất bán lẻ
20
10
0
1
3
5
7
9
11 13 15 17 19 21 23
-10
Responeses DR to
shock PR
Responeses LD to
shock PR
Responeses DR to
shock PR(-1)
Responeses LD to
shock PR(-1)
Nguồn: Tính toán của tác giả. Response DR to shock PR thể hiện phản ứng của DR đối với cú sốc tăng 1% lãi
suất chính sách, Responses DR to shock PR(-1) thể hiện phản ứng của DR đối với cú sốc giảm 1% lãi suất chính
sách. Tương tự cho các biến còn lại.
Hình 4. 4 Phản ứng truyền dẫn lãi suất liên ngân hàng đến lãi suất bán lẻ
10
5
Responeses DR to shock
VNIBOR3
0
Responeses LD to shock
VNIBOR3
1
3
5
7
9
11 13 15 17 19 21 23
Responeses DR to shock
VNIBOR3(-1)
-5
-10
Nguồn: Tính toán của tác giả. Response DR to shock VNIBOR3 thể hiện phản ứng của DR đối với cú số tăng 1% lãi
suất liên ngân hàng, Responses DR to shock VNIBOR3(-1) thể hiện phản ứng của DR đối với cú sốc giảm 1% lãi
suất liên ngân hàng. Tương tự cho các biến còn lại.
23
Hình 4. 5 Phản ứng truyền dẫn lãi suất chính sách (PR) và T-bill đến lãi suất thị trường liên ngân
hàng
15
Responeses VNIBOR3
to shock Tbill
10
5
Responeses VNIBOR3
to shock PR
0
-5
1
3
5
7
9 11 13 15 17 19 21 23
Responeses VNIBOR3
to shock PR(-1)
-10
Nguồn: Tính toán của tác giả. Response VNIBOR3 to shock PR thể hiện phản ứng của VNIBOR3 đối với cú sốc tăng 1% lãi
suất chính sách, Responses VNIBOR3 to shock PR(-1) thể hiện phản ứng của VNIBOR3 đối với cú sốc giảm 1% lãi suất chính
sách. Tương tự cho các biến còn lại.
4.3.2
Mô hình kiểm chứng hành vi thiết lập lãi cận biên
Như phân tích trong phần 2.3.3, chỉ số sức mạnh thị trường được đo lường theo thị phần còn có thể đo lường
theo giá trị tổng tài sản (Crt_asset). Trong phần này chỉ số sức mạnh thị trường được đo lường bằng chỉ số
PS1_Crasset được sử dụng để phân tích kiểm chứng. Ngoài ra, nghiên cứu cũng sử dụng chỉ tiêu đo lường đa
dạng hóa thu nhập (DIV2) như Trinugroho và cộng sự (2014) sử dụng, đa dạng hóa doanh thu (DIV1) và đa
dạng hóa tài sản (DIV3) như Lin và cộng sự (2012) sử dụng để phân tích chiến lược tài trợ chéo giữa thu
nhập cho vay thuần túy và các nghiệp vụ kinh doanh hiện đại. Các chỉ tiêu được tính toán như bảng 4.13.
Bảng 4. 13 Các chỉ tiêu đo lường đa dạng hóa doanh thu, thu nhập và tài sản
STT
1
2
Công thức tính
− |
DIV1 = 1-|
DVI2 =
−
+
+
+
∗
3
DIV3 = 1-|
Ghi chú
Với x là tỷ lệ tổng thu nhập phi truyền thống so với
tổng thu nhập hoạt động
Với INT, COM, TRAD, Other lần lượt là thu nhập
từ lãi suất, thu nhập từ phí và hoa hồng, thu nhập từ
kinh doanh chứng khoán, vàng ngoại hối và thu
nhập khác. RVE là tổng thu nhập.
− |
Với x là dư nợ trên tổng tài sản
Nguồn: Thực hiện theo Trinugroho và cộng sự (2014); Lin và cộng sự (2012). DIV1 và DIV3 có giá trị từ 0 đến 1.
DIV2 có giá trị từ 0 đến 0.75. Giá trị lớn hơn thể hiện mức độ đa dạng hóa cao hơn.
Bảng 4.14 trình bày kết quả phân tích các mô hình Robustness với phương pháp ước lượng FE. Bảng 4.14
trình bày kết quả phân tích các mô hình Robustness với phương pháp ước lượng GMMs . Kết quả ước lượng
trong bảng 4.14 và 4.15 cho thấy hầu hết các tham số ước lượng đều có tương quan đúng với kỳ vọng và
không có nhiều khác biệt so với kết quả ước lượng trong phần 4.2.
–
Trong mô hình kiểm chứng, tham số của biến sức mạnh thị trường, đa dạng hóa thu nhập có tương quan
cùng chiều với lãi cận biên trong mức ý nghĩa thống kê ở tất cả các ước lượng. Kết quả này phù hợp với
kết quả đã tìm được trước đó và kỳ vọng của nghiên cứu. Tham số biến đa dạng hóa tài sản có tương
quan cùng chiều nhưng hệ số chưa có ý nghĩa thống kê.
–
Biến chi phí cơ hội đo lường bằng chỉ tiêu tiền mặt/Tổng TS có tương quan cùng chiều nhưng hệ số
chưa có ý nghĩa thống kê.
24
Bảng 4. 14 Kết quả mô hình robustness với ước lượng Fixed effect
Diễn giải
(a)
Concentration ratio_income
Biến
(b)
ps1_cr
Concentration ratio_asset
ps1_crasset
Chi phí hoạt động (tổng chi phí hoạt động/Tổng
TS)
ps2
Rủi ro tín dụng (Chi phí dự phòng/Tổng dư nợ)
ps3
Độ ngại rủi ro (Vốn CSH/Tổng TS)
ps4
Rủi ro thị trường (SD VNIBOR 3 month)
ps5
Biến tương tác ( PS3*PS5)
ps6
Đa dạng doanh thu
div1
Đa dạng thu nhập
div2
Đa dạng tài sản
div3
Thanh toán ngoài lãi (Chi phí ngoài lãi
suất/Tổng TS)
ps12
Chi phí cơ hội (Vốn lưu động/Tổng TS)
ps13
Chi phí cơ hội (Tiền mặt/Tổng TS)
ps13b
Efficiency (tổng chi phí/tổng doanh thu)
ps14
Tỷ lệ tăng trưởng GDP hằng năm (%)
gdp
Tỷ lệ lạm phát hằng năm (%)
inf
Hằng số
_cons
R-sq: within
FE-vce
(c)
0.043
(0.037)
FE-vce
(d)
0.041
(0.039)
FE-vce
(e)
FE-vce
(f)
-0.032
(0.05)
-0.058
(0.06)
0.15
(0.242)
0.171
(0.15)
0.071*
(0.022)
0.014**
(0.006)
-0.154*
(0.049)
-0.016*
(0.003)
-0.002
(0.004)
0.008
(0.006)
0.136
(0.233)
0.135
(0.142)
0.081*
(0.022)
0.015**
(0.006)
-0.118**
(0.057)
-0.017*
(0.003)
-0.001
(0.004)
0.009
(0.006)
0.138
(0.243)
0.165
(0.152)
0.07*
(0.022)
0.014**
(0.006)
-0.159*
(0.05)
-0.017*
(0.003)
-0.002
(0.004)
0.008
(0.006)
0.119
(0.234)
0.126
(0.144)
0.08*
(0.022)
0.014**
(0.006)
-0.125**
(0.058)
-0.017*
(0.003)
-0.0003
(0.004)
0.009
(0.006)
0.343**
(0.131)
-0.021*
(0.006)
0.385*
(0.141)
0.339**
(0.13)
-0.021*
(0.006)
0.38**
(0.14)
-0.08*
(0.01)
-0.374*
(0.138)
0.016
(0.011)
0.104*
(0.012)
0.73
0.023
(0.019)
-0.075*
(0.01)
-0.353**
(0.147)
0.003
(0.012)
0.092*
(0.011)
0.71
-0.079*
(0.01)
-0.352**
(0.139)
0.015
(0.011)
0.104*
(0.012)
0.73
0.026
(0.019)
-0.073*
(0.01)
-0.324**
(0.149)
0.002
(0.012)
0.091*
(0.011)
0.71
Nguồn: Tác giả tổng hợp từ kết quả ước lượng trên phần mềm thống kê Stata. Trong bài viết này *,**,*** biểu thị mức ý
nghĩa thống kê lần lượt là 1%, 5% và 10%. Các kết quả Hausman test giúp đánh giá mô hình FE có phù hợp hay không. Giả
thuyết H0 của kiểm định này là cov(X_it,u_i ) #0. Nếu giả thuyết này đủ bằng chứng bác bỏ nghĩa là mô hình FE phù hợp.
Modified Wald test và Wooldridge test được sử dụng để kiểm tra vấn đề phương sai thay đổi và tự tương quan bậc nhất. Giả
thuyết H0 của Modified Wald test là không có hiện tượng phương sai thay đổi. Giả thuyết H0 của Wooldridge test không có tự
tương quan bậc 1 trong mô hình hồi quy FE. Với mức ý nghĩa 5% kết quả chấp nhận giả thuyết H 0 của kiểm định Hausman
nghĩa là mô hình FE cho kết quả đúng. Hai kiểm định Modified Wald và Wooldridge cho thấy các mô hình tồn tại tự tương
quan bậc 1 và phương sai thay đổi. Bảng 4.14 trình bày kết quả mô hình FE sau khi khắc phục phương sai thay đổi. Các hệ số
có ý nghĩa thống kê và có mối quan hệ phù hợp với kỳ vọng cho thấy lo lắng về đa cộng tuyến giữa các biến PS2 vs PS3, PS14
vs PS2 và PS14 vs PS3 không đáng kể.
25
