Bài dịch Tác động của dự trữ dư thừa vượt mức phòng ngừa lên các kênh tín dụng ở Trung Quốc

V.H.T.
V.H.T.
Nguyen,
Nguyen,
A. A.
Boateng
Boateng
/ Int.
/ Int.
Fin.
Fin.
Markets,
Markets,
Inst.
Inst.
and
and
Money
Money
2626
(2013)
(2013)358–377
358–377

362

359

Tác động của dự trữ dư thừa vượt mức phòng ngừa lên các kênh
tín dụng ở Trung Quốc
Tóm tắt:

Nghiên cứu này xem xét các kênh tín dụng ngân hàng và tác động của
đặc điểm riêng biệt của ngân hàng lên cung ứng tín dụng trước những thay
đổi chính sách tiền tệ đối với dự trữ vượt mức không tự nguyện tại Trung
Quốc. Sử dụng 95 ngân hàng làm mẫu thử, nghiên cứu này cho thấy rằng sự
tương tác giữa nguồn dự trữ vượt mức không tự nguyện với thanh khoản
ngân hàng và với những ngân hàng có qui mô lớn sẽ dễ bị tổn thương hơn
trước những cú sốc chính sách tiền tệ, trong khi vốn có tác động không đáng
kể lên nguồn cung ứng tín dụng trước những thay đổi về chính sách tiền tệ.
Kết quả của chúng tôi cho thấy dự trữ vượt mức không tự nguyện, qui mô
của các ngân hàng và tính thanh khoản rất quan trọng trong việc đánh giá tác
động của chính sách tiền tệ lên tăng trưởng tín dụng. Điều này ngụ ý về vấn
đề người đại diện, chẳng hạn như lương thưởng dựa trên doanh số bán ra, là
nguyên nhân thúc đẩy việc cho vay cũng như thực hiện các hành vi nhiều rủi
ro của các ngân hàng ở Trung Quốc.
1. Giới thiệu
Trong khi phần lớn các tài liệu cho rằng ngân hàng có nguồn vốn, qui
mô lớn và có tính lỏng thì ít bị cú sốc chính sách tiền tệ hơn (Kashyap và
Stein, 1995, 2000; Kishan và Opiela, 2000; Gambacrta, 2005), các cơ chế
mà thông qua đó các đặc điểm riêng biệt của ngân hàng ảnh hưởng đến việc
truyền dẫn chính sách tiền tệ vẫn là chủ đề của cuộc tranh luận (Disyatat,
2011). Vì vậy, phần lớn các tài liệu đã kiểm nghiệm về sự tồn tại của kênh
tín dụng ngân hàng trong suốt thập kỉ vừa qua và cụ thể là các cơ chế số
nhân tiền. Có lập luận cho rằng việc xác định chính xác vai trò của các ngân
hàng trong việc truyền dẫn chính sách tiền tệ có thể là chìa khóa để giải
thích cho những tác động của các chính sách trên đến nền kinh tế (Kishan và
Opiela, 2000). Các lý thuyết cơ chế số nhân tiền thừa nhận rằng cung ứng tín
dụng bị hạn chế bởi sự thiếu hụt dự trữ và việc thắt chặt chính sách tiền tệ
làm giảm vốn vay bằng cách làm hao hụt tiền gửi từ hệ thống ngân hàng
(Bernanke and Blinder, 1988). Hiệu ứng này sẽ cắt giảm đáng kể khả năng
cho vay của một ngân hàng nếu thiếu hụt tiền gửi không được bù đắp lại

toàn bộ bằng những nguồn nợ không dự trữ, đây là hậu quả của lực ma sát
thị trường (Bernanke và Blinder, 1988). Thắt chặt chính sách tiền tệ làm tăng
xác suất vỡ nợ vay và rủi ro tín dụng cho ngân hàng (Bernanke et al, 1999;
Angeloni và Faia, 2009), do đó, các ngân hàng với các hành vi chấp nhận rủi
ro cao sẽ bị ảnh hưởng nhiều hơn bởi cú sốc chính sách tiền tệ. Dưới cơ chế
1

1


V.H.T.
V.H.T.
Nguyen,
Nguyen,
A. A.
Boateng
Boateng
/ Int.
/ Int.
Fin.
Fin.
Markets,
Markets,
Inst.
Inst.
and
and
Money
Money
2626

(2013)
(2013)358–377
358–377

362

359

tỷ lệ sinh lời bắc buộc, chính sách thắt chặt tiền tệ làm suy yếu trị giá ròng
của các ngân hàng, làm tăng chi phí tài chính từ bên ngoài và dẫn đến một sự
suy giảm trong lãi ròng của ngân hàng (Disyatat, 2011). Sự suy giảm lãi
ròng của ngân hàng làm giảm tính sinh lãi của việc cho vay, dẫn đến làm
giảm nguồn cung ứng tín dụng. Bởi vì qui mô, vốn và thanh khoản cũng
phản ánh một bảng cân đối kế toán của ngân hàng và chi phí tài chính bên
ngoài, các cơ chế mà qua đó các đặc điểm riêng biệt của ngân hàng ảnh
hưởng đến hành vi cho vay của nó dường như là không thể phân biệt được
với Cơ chế số nhân tiền và cơ chế lợi suất bắt buộc (Disyatat, 2011). Kishan
và Opiela (2000) đồng tình và cho rằng, trong thực tế rất khó để xác định
rằng liệu chính sách tiền tệ có trực tiếp ảnh hưởng đến nguồn cung cấp
khoản vay hoặc nhu cầu vay vốn hay không; do đó, rất khó chứng minh sự
tồn tại của kênh tín dụng ngân hàng. Điều quan trọng là phải làm rõ cơ chế
mà qua đó truyền tải chính sách tiền tệ xảy ra để các ngân hàng trung ương
có thể kiểm duyệt một cách có hiệu quả nguồn cung tín dụng. Trong nghiên
cứu này, chúng tôi cung cấp bằng chứng ủng hộ kênh tín dụng ngân hàng
khi dự trữ vượt mức không tự nguyện được phổ biến trong hệ thống ngân
hàng. Bindseil et al (2006) định nghĩa dự trữ vượt mức như các cổ phiếu, tài
khoản hiện tại của một ngân hàng với ngân hàng trung ương vượt mức dự
trữ mà luật pháp hoặc điều lệ yêu cầu (e.g. dự trữ vượt mức dự trữ bắt buộc).
Agenor et al (2004) tiếp tục phân dự trữ dư thừa thành hai loại, dự trữ vượt
mức phòng ngừa mà các ngân hàng giữ để phòng bất trắc và dự trữ vượt quá

mức phòng ngừa (còn được gọi bằng dự trữ vượt mức không tự nguyện).
Trong nghiên cứu này chúng tôi áp dụng các định nghĩa của Agenor et al
(2004) và xác định dự trữ vượt mức không tự nguyện là những dự trữ vượt
quá mức phòng ngừa. Do đó, chúng tôi đưa ra giả thuyết rằng các ngân hàng
Trung Quốc với mức dự trữ dư thừa không tự nguyện sẽ phản ứng chậm hơn
với chính sách thắt chặt tiền tệ và cơ chế số nhân tiền giải thích cho việc cho
vay của Trung Quốc và hành vi chấp nhận rủi ro tốt hơn so với cơ chế lợi
suất bắt buộc.
Nghiên cứu của chúng tôi khác với những nghiên cứu trước đó vì
những nghiên cứu đó tập trung chủ yếu vào các ngân hang ở các quốc gia
phát triển có xu hướng dự trữ vượt mức thấp và hầu như không có dự trữ
vượt mức không tự nguyện trong hệ thống ngân hàng. Điều này trái ngược
hẳn với các ngân hàng trong nền kinh tế thị trường mới nổi, chẳng hạn như
những ngân hàng ở Trung Quốc, có xu hướng để có dự trữ vượt mức "tự
nguyện" lớn trong hệ thống ngân hàng; những dự trữ vượt mức không tự
nguyện này có thể được dùng để phòng ngừa những tác động của các cú
sốc chính sách tiền tệ. Dự trữ vượt quá mức phòng ngừa có thể đóng một
2

2


V.H.T.
V.H.T.
Nguyen,
Nguyen,
A. A.
Boateng
Boateng
/ Int.

/ Int.
Fin.
Fin.
Markets,
Markets,
Inst.
Inst.
and
and
Money
Money
2626
(2013)
(2013)358–377
358–377

362

359

vai trò quan trọng trong hành vi cho vay của ngân hàng, trong cơ chế
truyền dẫn tiền tệ cũng như hiệu quả của chính sách tiền tệ. Việc có một
lượng lớn dự trữ vượt mức không tự nguyện cũng chỉ ra rằng hiếm khi xảy
ra việc thiếu hụt thanh khoản, từ đó có thể dẫn đến việc cho vay quá mức
của các ngân hàng cũng như làm tăng thêm những hành động mang tính
nguy hiểm. (Acharya và Naqvi, 2012). Dự trữ vượt mức trong nền kinh tế
Trung Quốc, đã giảm từ mức cao nhất là 10 % trên tổng số tiền gửi trong
năm 1990 xuống 2,3 % trong năm 2011, đã trở thành một mối quan tâm
lớn đối với hiệu quả của chính sách tiền tệ của Trung Quốc. Điều này là do
thù lao về dự trữ vượt mức là thấp so với lợi nhuận trên vốn vay, do đó,

các ngân hàng có xu hướng giảm dự trữ vượt mức bằng cách luôn mở rộng
khối lượng tín dụng để đạt được lợi nhuận cao hơn, từ đó giải thích cho
việc thắt chặt các chính sách tiền tệ dùng để cắt giảm nguồn cung ứng tín
dụng trở nên kém hiểu quả hơn. (xem McKinnon năm 2007; Roubini,
2007; Zhang, 2009). Ủng hộ quan điểm này, một số tác giả (như Anderson,
2009; Conway et al, 2010;.. Ma et al, 2011) cũng nhận thấy rằng tỷ lệ dự
trữ dư thừa trong hệ thống ngân hàng Trung Quốc là cao hơn so với Mỹ và
các nước trong Liên minh châu âu. Tuy nhiên, các tài liệu trước hầu như
bỏ qua các tác động của dự trữ dư thừa không tự nguyện lên truyền tải
chính sách tiền tệ. Điều này đi ngược lại với bối cảnh mà các kênh cho vay
ngân hàng chiếm ưu thế và là một cơ chế truyền tải quan trọng, cấu thành
nên nguồn đóng góp và đầu tư chính ở Trung Quốc (Sun et al, 2010;. Liu
và Zhang, 2010). Trong nghiên cứu này, chúng tôi đề cập đến các câu hỏi
sau: (i) Kênh tín dụng của ngân hàng ở Trung Quốc hoạt động dựa trên cơ
chế nào? Và (ii) Các đặc điêm riêng biệt của ngân hàng ảnh hưởng cung
ứng tín dụng như thế nào nhằm đáp ứng với những thay đổi chính sách
tiền tệ trong bối cảnh dự trữ dư thừa không tự nguyện ở Trung Quốc?
Sự đóng góp của nghiên cứu này gồm hai phần: Thứ nhất, chúng tôi
đóng góp cho kênh tín dụng ngân hàng đối với các cơ chế truyền dẫn chính
sách tiền tệ mà bắc buộc hành vi cho vay của các ngân hàng Trung Quốc.
Nghiên cứu này đã chỉ ra rằng truyền dẫn chính sách tiền tệ ở Trung Quốc
xảy ra thông qua cơ chế số nhân tiền, trong khi cơ chế mức sinh lời được yêu
cầu dường như là không có ý nghĩa. Điều này ngụ ý rằng số lượng tiền gửi
đóng một vai trò trung tâm đến nguồn cung ứng tín dụng và trong chính sách
tiền tệ ở Trung Quốc. Thứ hai, chúng ta làm sáng tỏ những ảnh hưởng của
đặc điểm riêng biệt của ngân hàng đến truyền dẫn của chính sách tiền tệ
trong nền kinh tế mới nổi có mức dự trữ vượt mức không tự nguyện cao.
Nghiên cứu cho thấy rằng khi mức dự trữ vượt mức không tự nguyện cao,
3

3


V.H.T.
V.H.T.
Nguyen,
Nguyen,
A. A.
Boateng
Boateng
/ Int.
/ Int.
Fin.
Fin.
Markets,
Markets,
Inst.
Inst.
and
and
Money
Money
2626
(2013)
(2013)358–377
358–377

362

359

ngân hang có thanh hoặc những ngân hang lớn sẽ dễ bị tổn thương hơn trước
những cú sốc chính sách tiền tệ, trong khi tác động của vốn và lợi nhuận lãi
ròng biên đối với kênh tín dụng ngân hàng là không đáng kể. Kết quả của
chúng tôi chỉ ra rằng dữ liệu bao gồm dự trữ vượt mức không tự nguyện, qui
mô của các ngân hàng và tính thanh khoản rất quan trọng trong việc đánh giá
tác động của chính sách tiền tệ vào tăng trưởng tín dụng. Điều này ngụ ý
rằng một vấn đề đại diện, chẳng hạn như lương thưởng dựa trên khối lượng
cho vay, là điều dẫn tới việc ngân hàng cho vay cũng như các hành vi chấp
nhận rủi ro ở Trung Quốc. Điều này phù hợp với nghiên cứu của Acharya và
Naqvi (2012) chỉ ra rằng lương thưởng dựa trên khối lượng cho vay dẫn đến
các hành vi cho vay của người cho vay trước cuộc khủng hoảng tài chính
toàn cầu trong giai đoạn 2007-2009.
Phần còn lại của cuộc nghiên cứu được tổ chức như sau: Các tài liệu
liên quan được xem xét tại Mục 2, Mục 3 nêu ra giả thuyết, Dữ liệu và ước
tính các mô hình được trình bày trong phần 4. Mục 5 trình bày các kết quả
và cung cấp một cuộc thảo luận. Những phân tích khác cũng như những bài
kiểm tra tính chuẩn xác được trình bày trong Mục 6. Mục 7 tóm tắt những
kết luận của nghiên cứu.
2. Trình bày tổng quan lý thuyết
2.1. Dự trữ vượt mức không tự nguyện:
Động lực cho ngân hàng nắm giữ dự trữ vượt mức đã được giải thích
từ quan điểm của cả cung và cầu (xem De Haan và Van den End, 2013).
Theo quan điểm nguồn cung, dự trữ vượt mức có liên quan đến chính sách
tiền tệ mở rộng, trong đó các ngân hàng trung ương bơm tiền vào hệ thống
ngân hàng khi nhu cầu vay vốn giảm. Quan điểm này phần lớn bị chỉ trích vì
nó không xem xét đến trường hợp ngân hàng yêu cầu có dự trữ vượt mức để
bảo vệ thanh khoản (Friedman và Schwartz, 1963; Frost, 1971). Agenor et
al. (2004) lập luận rằng một ngân hàng có thể tự nguyện giữ dự trữ dư thừa
trên mức qui định mà không muốn cho vay ra với mục đích phòng ngừa; loại

hành động này chỉ ra nhu cầu cần có dự trữ dư thừa. Nếu một ngân hàng vô
tình tích lũy dự trữ vượt mức đề phòng, nó sẽ sẵn sàng mở rộng tín dụng
hơn. Trong một trường hợp như vậy, dự trữ vượt mức không tự nguyện được
coi là một nguồn cung quá mức dự trữ. Quan điểm này kết hợp các yếu tố
cung và cầu trong việc xác định nguyên nhân của dự trữ dư thừa, mà đã
được sử dụng và được đo lường bằng nhiều tác giả, bao gồm Agenor et al.
(2004) và Aikaeli (2011). Đối với mức độ dự trữ dư thừa được nắm giữ tại
Trung Quốc, dự trữ dư thừa toàn bộ vượt quá yêu cầu theo luật định trong hệ
thống ngân hàng Trung Quốc đứng ở mức trung bình 10 % cơ sở tiền gửi
4

4


V.H.T.
V.H.T.
Nguyen,
Nguyen,
A. A.
Boateng
Boateng
/ Int.
/ Int.
Fin.
Fin.
Markets,
Markets,
Inst.
Inst.
and

and
Money
Money
2626
(2013)
(2013)358–377
358–377

362

359

trong những năm 1990 và đầu những năm 2000 (Anderson, 2009; Laurens
và Maino, 2009). Anderson (2009) lưu ý rằng Ngân hàng Nhân dân Trung
Quốc (PBC) sử dụng nhu cầu dự trữ như là một công cụ tiền tệ chính để
giảm dự trữ vượt mức trong hệ thống ngân hàng Trung Quốc. Do đó, tỷ lệ dự
trữ vượt mức ổn định ở mức khoảng 4 % đến 5 % trong năm 2006-2007 và
giảm xuống khoảng 2,5 % trong năm 2009, và giữ ở mức đó cho đến hết
2011.1 Ở Mỹ và các nước khu vực Châu Âu, dự trữ vượt mức dao động ở
khoảng 1 %, so với mức này thì tỷ lệ dự trữ vượt mức của Trung Quốc ở vào
mức tương đối cao (Conway et al., 2010).
2.2. Kênh tín dụng ngân hàng
Giả thuyết về kênh tín dụng ngân hàng được phát triển bởi Bernanke và
Blinder (1988) cho rằng truyền dẫn chính sách Tiền tệ có thể xảy ra thông
qua các bên cung cấp tín dụng ngân hàng vì tín dụng ngân hàng "đặc biệt"
và không bị thay thế bởi trái phiếu; Do đó, chính sách tiền tệ không chỉ ảnh
hưởng đến quyết định đầu tư (nhu cầu tín dụng) mà còn đến quyết định cho
vay của ngân hang (cung cấp tín dụng). Trong một chế độ thu hẹp các ngân
hàng trung ương rút quỹ dự trữ từ hệ thống ngân hàng, hạn chế thanh khoản
và giảm nguồn vốn cho vay của các ngân hang. Do lực ma sát thị trường, các

ngân hàng không thể thay thế các khoản tiền gửi bằng các nguồn vốn khác
mà không phải mất thêm chi phí và do đó nguồn cung cho vay giảm. Romer
và Romer (1990) chỉ trích giả định này dựa trên cơ sở là các ngân hàng có
thể dễ dàng chuyển sang nợ phi dự trữ để bảo vệ danh mục cho vay của họ
khỏi những cú sốc dự trữ. Disyatat (2011) lập luận cho sự phân tích của cơ
chế số nhân tiền của các kênh cho vay ngân hàng bằng cách chỉ ra rằng
nguồn cung cấp tín dụng không bị hạn chế bởi các khoản tiền gửi. Disyatat
(2011) lập luận rằng hệ thống ngân hàng nói chung không bao giờ thiếu vốn
để xuất vốn cho vay bởi vì một khi một khoản vay được cấp, ngân hàng khởi
đầu khoản nợ mới và đó trở thành tiền gửi tại các ngân hàng khác khi mua
lại. Nói cách khác, các khoản vay tạo ra các khoản tiền gửi chứ không phải
ngược lại. Tuy nhiên, lập luận của Bernanke và Blinder (1988) về sự ma sát
thị trường' vẫn còn hợp lí bởi vì chính sách thắt chặt tiền tệ làm suy yếu
bảng cân đối kế toán của các ngân hàng; Kết quả là, các ngân hàng phải đối
mặt với chi phí tài chính từ bên ngoài cao hơn (Bernanke et al., 1996), và đó
là nguyên nhân lợi nhuận cho vay giảm (Disyatat, 2011). Điều này cho thấy
chính sách thắt chặt tiền tệ làm tăng chi phí dịch vụ nợ, làm giảm khả năng
huy động và cho vay tiền của các ngân hang và, do đó, làm giảm nguồn cung
cấp tín dụng (Disyatat, 2011).
Nỗ lực ban đầu để kiểm tra tác động của việc thay đổi chính sách tiền
tệ lên nguồn cung cấp tín dụng được thực hiện bởi Bernanke và Blinder
5

5


V.H.T.
V.H.T.
Nguyen,
Nguyen,

A. A.
Boateng
Boateng
/ Int.
/ Int.
Fin.
Fin.
Markets,
Markets,
Inst.
Inst.
and
and
Money
Money
2626
(2013)
(2013)358–377
358–377

362

359

(1992) bằng cách sử dụng dữ liệu tổng hợp từ ngành ngân hàng Hoa Kỳ. Tuy
nhiên, nghiên cứu của họ đã bị chỉ trích vì không phân biệt nguồn cung cấp
tín dụng và các nhu cầu tín dụng vì cú sốc chính sách ảnh hưởng đến nhu
cầu tín dụng và cung cấp theo cùng một hướng (Ehrmann et al., 2003). Bởi
vì các dữ liệu tổng hợp có thể không phân biệt tác động của nhu cầu tín dụng
và tác động của những nguồn cung cấp tín dụng; những nghiên cứu tiếp

theo, chẳng hạn như những nghiên cứu của Kashyap và Stein (1995, 2000)
và Gambacorta (2005), đã sử dụng dữ liệu cấp độ ngân hàng để kiểm tra ảnh
hưởng của đặc tính riêng biệt của ngân hàng và của việc thay đổi chính sách
tiền tệ đối với nguồn cung cấp tín dụng. Đáng chú ý là các nghiên cứu về các
nước phát triển và các nước đang phát triển đã cho ra các kết quả khác nhau.
Trong khi các ngân hàng với thanh khoản kém sẽ làm giảm nguồn cung cấp
tín dụng nhanh hơn khi tiền tệ bị thắt chặt (Kashyap và Stein, 2000;
Altunbas et al, 2002;. Ehrmann et al, 2003;. Gambacorta, 2005; Cetorelli và
Goldberg, 2008 ; Altunbas et al, 2009, 2010;. Carrera, 2010; Gambacorta và
Marques-Ibanez, 2011), các nghiên cứu khác cho thấy nguồn cung tín dụng
các ngân hàng có tính lỏng giảm nhanh hơn so với các ngân hàng không có
tính lỏng hoặc là tác động của tính thanh khoản đối với nguồn cung ứng tín
dụng khi có chính sách thắt chặt tiền tệ là không đáng kể (Hernando và
Martinez-Pages, 2001;. Takeda et al, 2005; Jimborean, 2009; Matousek và
SARANTIS, 2009;. Alper et al, 2012; Sichei và Njenga, 2012). Tương tự
như vậy, các kết quả cũng khác nhau khi so sánh qui mô của ngân hàng và
vốn (Kashyap và Stein, 1995; Kishan và Opiela, 2000; Altunbas et al, 2002;.
Alfaro và cộng sự, 2004;. Brooks, 2007; Jimborean, 2009; Tabak et al .,
2010;. Abdul Karim et al, 2010; Gambacorta và Marques-Ibanez, 2011;
Ahtik, 2012; Sichei và Njenga, 2012). Trong bối cảnh Trung Quốc, Gunji và
Yuan (2010) cho thấy các ngân hàng có lợi nhuận thấp hơn có xu hướng
nhạy cảm hơn với các cú sốc chính sách tiền tệ. Tác động của chính sách
tiền tệ lớn hơn đối với các ngân hàng thương mại cổ phần nhỏ và các ngân
hàng thương mại nhà nước lớn. Các ngân hàng có thanh khoản nhiều hơn có
xu hướng nhạy cảm với chính sách tiền tệ trong khi ảnh hưởng của chính
sách tiền tệ đối với các ngân hàng có đủ vốn vẫn còn mơ hồ. Điều quan
trọng cần lưu ý là không nghiên cứu nào nói trên xem xét đến ảnh hưởng của
mối tương tác giữa những đặc điểm riêng biệt của ngân hàng đối với dự trữ
tự nguyện không vượt mức hoặc xem xét hệ quả của những tương tác này
đối với tính hiệu quả của chính sách tiền tệ.

3. Phát triển giả thuyết.
3.1 Tỷ lệ dự trữ vượt mức và số nhân tiền:
6

6


V.H.T.
V.H.T.
Nguyen,
Nguyen,
A. A.
Boateng
Boateng
/ Int.
/ Int.
Fin.
Fin.
Markets,
Markets,
Inst.
Inst.
and
and
Money
Money
2626
(2013)
(2013)358–377
358–377

362

359

Lý thuyết số nhân tiền tệ trong khoản vay cho rằng chính sách thắt
chặt tiền tệ làm giảm việc cung cấp tín dụng bằng cách kiềm chế khả năng
huy động tiền gửi của các ngân hàng qua việc nâng cao tỷ lệ dự trữ bắt buộc
(Bernanke and Blinder, 1988). Theo quan điểm này ta thấy chính sách thắt
chặt tiền tệ dẫn đến việc lãi suất tang, từ đó dẫn đến sự sụt giảm nguồn dự
trữ vượt mức và kéo theo đó là sự sụt giảm của nguồn cung ứng tín dụng là
vì việc cấp tín dụng trong điều khiện chính sách thắt chặt tiền tệ làm cho giá
trị tài sản ròng của người đi vay giảm xuống (Bernanke etal., 1999), dẫn đến
rủi ro tín dụng cao hơn đối với các ngân hàng cho vay (Boydetal. năm 2006;
AngeloniandFaia, 2009). Rủi ro tín dụng cao hơn đẩy cao nguy cơ mất khả
năng thanh khoản (Morris và Shin, 2009;. Liang etal, 2011) . Trước nguy cơ
mất khả năng thanh khoản cao, các ngân hàng cần phải có nguồn dự trữ vượt
mức phòng ngừa cao hơn (Baltensperger, 1972;. Agenor et al, 2004). Do các
ngân hàng chuyển dự trữ vượt mức sang quỹ dư trữ dự phòng, dự trữ vượt
mức không tự nguyện giảm. Sự sụt giảm này làm nhỏ lại các khoản tiền gửi,
từ đó làm cho các ngân hàng hạn chế cho vay vì họ phải đối mặt với những
rào cản thị trường (vấn đề người đại diện) thay thế vào đó ngân hàng hướng
đến những tiền vay ngắn hạn với các khoản nợ không cần trích lập dự phòng
(Bernanke và Blinder, 1988). Nếu chính sách thắt chặt tiền tệ không làm cạn
kiệt hoàn toàn dự trữ vượt mức không tự nguyện, thì phần còn lại của quỹ dự
trữ vượt mức có thể được rút ra để duy trì nguồn cung cấp tín dụng. Do đó,
ngân hàng có quỹ dự trữ vượt mức lớn hơn có thể sẽ ít bị ảnh hưởng từ
chính sách thắt chặt tiền tệ. Lập luận này dẫn đến giả thuyết đầu tiên.
H1. Tăng trưởng tín dụng có mối quan hệ cùng chiều với sự tương tác
của dự trữ vượt mức không tự nguyện và sự thay đổi lãi suất thông qua

chính sách tiền tệ ở Trung Quốc.
Những nghiên cứu trước đó đã chỉ ra rằng quỹ dự trữ vượt mức sẽ dẫn
đến việc tăng khả năng thanh khoản, từ đó làm tăng các hành vi chấp nhập
rủi ro và việc cho vay quá mức. ( see kashyap and Stein, 1995). Lý thuyết
này phù hợp với lý thuyết chấp nhận rủi ro, trong đó việc số dư thanh khoản
trong hệ thống ngân hang cao sẽ dẫn đến suy nghĩ rằng nguy cơ không thanh
toán được là thấp, và do đó khuyến khích các quản lí ngân hang chấp nhận
nhiều rủi ro đuôi hơn. (Acharya and Naqvi, 2012). Tuy nhiên “ rủi ro đuôi”
có thể được dễ dàng che giấu, tỉ lệ gây ra các hậu quả nghiêm trọng là không
cao, mà phần nhiều thời gian lại có thể sinh ra lãi lớn (Rajan, 2006). Vì lẽ đó
mà các nhà quản lý ngân hàng thường chấp nhận “ rủi ro đuôi”, hạ chuẩn
cho vay và hạ lại suất cho vay dưới mức lãi suất cơ bản nhằm tăng khối
lượng cho vay, ngoài ra để tăng khối lượng cho vay ngân hàng còn tăng tiền
thưởng theo doanh số cho vay. Quan điểm trên cũng chỉ ra rằng hành vi chấp
7

7


V.H.T.
V.H.T.
Nguyen,
Nguyen,
A. A.
Boateng
Boateng
/ Int.
/ Int.
Fin.
Fin.

Markets,
Markets,
Inst.
Inst.
and
and
Money
Money
2626
(2013)
(2013)358–377
358–377

362

359

nhận rủi ro được khuyến khích trong ngân hàng là một hệ quả của dư thừa
thanh khoản dưới áp lực của các cổ đông (Jensen và Meckling,1976). Theo
lý thuyết người đại diện, người ta lập luận rằng các nhà quản lý ngân hàng
thường có động lực để đưa ra các khoản vay quá mức vì tiền thưởng của họ
tỷ lệ thuận với số tiền cho vay. Các nghiên cứu của Acharya và Naqvi (2012)
đã chỉ ra rằng việc có nhiều thanh khoản càng làm trầm trọng thêm các rủi ro
đạo đức tại các ngân hàng, dẫn đến cho vay quá mức cũng như các hành vi
có rủi ro cao trong hệ thống ngân hàng.
Trong bối cảnh của Trung Quốc, các cuộc cải cách ngân hàng đã bắt
đầu vào năm 1994 đã thay đổi mức tiền thưởng của các nhà quản lí ngân
hàng dựa trên lợi tức (Allen et al., 2011). Naughton (1998) cho thấy rằng các
cán bộ cho vay đã được trao hợp đồng lao động trong đó họ sẽ được thưởng
nếu doanh thu tang và duy trì tỷ lệ nỡ thấp (điều rất khó đạt được). Những

cải cách của Trung Quốc năm 2002-2003 là trao thêm quyền quyết định cho
vay, và tăng trách nhiệm của cán bộ tín dụng, cho họ quyền để tự do thiết lập
lãi suất tính trên các khoản vay (trong biên độ lãi suất đã quy định) và phải
chịu trách nhiệm về xếp hạng rủi ro nội bộ (Qian et al., 2011) . Trong khi đó
mục đích của những cải cách trong cách quản lý ngân hàng là khuyến khích
nhân viên cho vay thận trọng, điều quan trọng cần lưu ý là việc buộc thù lao
vào việc tăng doanh thu có thể làm cho các nhà quản lý ngân hàng chấp
nhận nhiều rủi ro hơn trong các tình huống mà trong đó dư thừa thanh khoản
có sẵn để tăng thù lao của họ.
Để xác định cơ chế số nhân tiền, các nghiên cứu trước đây xem xét
các tác động của đặc tính riêng biệt của từng ngân hàng, cụ thẻ là tính thanh
khoản, quy mô và tính vốn hóa, đối với hành vi cho vay và cho rằng các
ngân hàng tính thanh khoản cao, các ngân hàng quy mô lớn và ngân hàng
vốn lớn thì đối mặt với chi phí tài chính bên ngoài thấp hơn và ít chịu ảnh
hưởng từ những cú sốc chính sách tiền tệ. Ngân hàng thanh khoản cao thì
nguy cơ không thanh toán được nợ ít hơn, và do đó có khả năng có “ nguy
cơ đuôi” lớn hơn (Acharya và Naqvi, 2012). Đối với quy mô ngân hàng,
ngân hàng lớn thì ít bị ảnh hưởng hơn vì các ngân hàng lớn có thể duy trì
hiệu quả hoạt động tốt hơn trước cú sốc vì các quỹ dự phòng của nó lớn hơn
các ngân hàng nhỏ (Kashyap và Stein, 1995). Tương tự như vậy, các ngân
hàng lớn cũng ít gặp phải các rủi ro đạo đức, vì thế ít gặp vấn đề nghiêm
trọng hơn các ngân hàng nhỏ (Kishan và Opiela, 2000; Van den Heuvel,
2008). Kết quả là, các ngân hàng lớn và vốn lớn phải đối mặt với chi phí tài
chính bên ngoài thấp hơn khi đối mặt với thiếu hụt thanh khoản do đó họ có
ít có nguy cơ mất thanh khoản. Khi có dư thừa thanh khoản, các ngân hàng
lớn và vốn mạnh cũng có xu hướng mang “nguy cơ đuôi” lớn hơn giống như
8

8

V.H.T.
V.H.T.
Nguyen,
Nguyen,
A. A.
Boateng
Boateng
/ Int.
/ Int.
Fin.
Fin.
Markets,
Markets,
Inst.
Inst.
and
and
Money
Money
2626
(2013)
(2013)358–377
358–377

362

359

các ngân hàng thanh khoản cao. Khi chính sách tiền tệ được thắt chặt, giá trị

tài sản ròng của người đi vay giảm (Bernanke et al., 1999), và “rủi ro đuôi”
sẽ có nguy cơ trở nên lớn đối với các ngân hàng thanh khoản cao, các ngân
hàng lớn và ngân hàng vốn mạnh. Các khoản lỗ phát sinh từ rủi ro đuôi làm
suy yếu ròng trị giá của các ngân hàng (Boyd et al, 2006;. Angeloni và Faia,
2009). giá trị tài sản ròng của các ngân hàng bị suy giảm tỉ lệ thuận với
những rủi ro mà các ngân hàng này có, khiến cho chi phí tài chính bên ngoài
tăng lên và làm tăng tỷ lệ chiết khấu khi các ngân hang sử dụng thanh khoản
(Brunnermeier và Pedersen, 2009). Theo cơ chế tiền nhân lên thì việc chi phí
tài chính bên ngoài tang lên sẽ cản trở khả năng huy động vốn vay của ngân
hang, từ đó dẫn đến việc hạn chế cho vay (Bernanke và Blinder, 1988). Bởi
vì dự trữ vượt mức không tự nguyện cho thấy các ngân hàng lớn, các ngân
hàng lỏng và các ngân hàng có vốn lớn phải chịu nhiều rủi ro hơn trong
khoảng thời gian trước khi có chính sách thắt chặt tiền tệ, người ta cho rằng
các ngân hàng này cắt giảm cho vay nhanh hơn để đối phó với chính sách
thắt chặt tiền tệ.
Tổng quát hơn, chúng tôi cho rằng nguồn cung ứng tín dụng có mối
quan hệ nghịch với sự tương tác giữa thanh khoản, dự trữ dvượt mức không
tự nguyện và lãi suất gây ra bởi các cơ quan chính sách tiền tệ ở Trung
Quốc. Khi có dự trữ vượt mức không tự nguyện, các ngân hàng thanh khoản
có xu hướng chấp nhận nhiều rủi ro hơn và do đó, các ngân hàng này thường
bị ảnh hưởng nhiều bởi chính sách thắt chặt tiền tệ. Do đó, khi có sự hiện
diện của dự trữ vượt mức không tự nguyện, thanh khoản củng cố các mối
quan hệ tiêu cực giữa lãi suất chính sách tiền tệ và việc cung cấp tín dụng.
Giả thuyết tương tự cũng được thiết lập cho quy mô ngân hàng và vốn; cung
cấp tín dụng có mối quan hệ tiêu cực với sự tương tác giữa kích thước ngân
hàng, dự trữ vượt mức không tự nguyện và các lãi suất chính sách tiền tệ ở
Trung Quốc; cung cấp tín dụng cũng có một mối quan hệ tiêu cực với sự
tương tác của vốn, dự trữ vượt mức không tự nguyện và các lãi suất chính
sách tiền tệ ở Trung Quốc.
H2. Tăng trưởng tín dụng có mối quan hệ ngược chiều đối với sự

tương tác của thanh khoản, dự trữ vượt mức không tự nguyện và sự thay đổi
lãi suất chính sách tiền tệ ở Trung Quốc.
H3. Tăng trưởng tín dụng có mối quan hệ ngược chiều đối với sự
tương tác của quy mô, dự trữ vượt mức không tự nguyện và sự thay đổi lãi
suất chính sách tiền tệ ở Trung Quốc.

9

9


V.H.T.
V.H.T.
Nguyen,
Nguyen,
A. A.
Boateng
Boateng
/ Int.
/ Int.
Fin.
Fin.
Markets,
Markets,
Inst.
Inst.
and
and
Money
Money

2626
(2013)
(2013)358–377
358–377

362

359

H4. Tăng trưởng tín dụng có mối quan hệ ngược chiều đối với sự
tương tác của vốn, dự trữ vượt mức không tự nguyện và sự thay đổi lãi suất
chính sách tiền tệ ở Trung Quốc.
3.2. Dự trữ vượt mức và tỷ lệ bắt buộc của quy luật tối đa hóa lợi
nhuận:
Mức yêu cầu của quy luật tối đa hóa lợi nhuận cho thấy rằng chính
sách thắt chặt tiền tệ sẽ hạn chế việc cung cấp tín dụng bằng cách tăng chi
phí tài chính bên ngoài và sau đó giảm tỷ lệ lợi nhuận trên cho vay tín dụng
(Disyatat, 2011). Thắt chặt chính sách tiền tệ làm giảm giá trị tài sản ròng
của các ngân hàng làm tăng chi phí tài chính bên ngoài cho các ngân hàng
(Bernanke et al, 1999;. Disyatat, 2011) vì thế dẫn đến việc lợi nhuận lãi biên
ròng giảm vì lãi suất cho vay chỉ có thể được điều chỉnh trong thời gian dài.
Tỷ lệ lãi biên thấp làm giảm lợi nhuận cho vay và làm giảm hoạt động cho
vay, do đó, các ngân hàng với mức giảm lợi nhuận lãi biên ròng lớn hơn sẽ
thu nhỏ cung cấp tín dụng nhanh hơn để đáp ứng với chính sách thắt chặt
tiền tệ. Theo cơ chế này, rủi ro tín dụng đóng một vai trò trung tâm trong
việc ảnh hưởng đến chi phí tài chính bên ngoài. Bởi vì dự trữ dư thừa sẽ ảnh
hưởng tích cực tới việc cho vay, chính sách thắt chặt tiền tệ cụ thể hóa rủi ro
tín dụng nhiều hơn và tỷ lệ lãi biên giảm mạnh hơn cho các ngân hàng có dự
trữ vượt mức không tự nguyện lớn. Lập luận này dẫn đến giả thuyết cho
rằng việc cung cấp tín dụng có một mối quan hệ thuận với sự tương tác của

sự thay đổi tỷ lệ lãi biên, dự trữ vượt mức không tự nguyện và các lãi suất
chính sách tiền tệ ở Trung Quốc. Nói cách khác, khi chính sách tiền tệ thắt
chặt, dự trữ vượt mức không tự nguyện đồng nghĩa với rủi ro tín dụng lớn
hơn, dẫn đến một mạng lưới co biên độ lãi suất lớn hơn (lớn hơn tiêu cực lãi
ròng thay đổi margin). Đổi lại, việc giảm tỷ lệ lãi biên lớn hơn tăng cường
các mối quan hệ tiêu cực giữa việc cung cấp tín dụng và chính sách lãi suất.
H5. Tăng trưởng tín dụng có mối quan hệ cùng chiều với sự tương tác của sự
thay đổi tỷ lệ lãi biên và sự thay đổi lãi suất chính sách tiền tệ ở Trung Quốc.
H6. Tăng trưởng tín dụng có mối quan hệ cùng chiều với sự tương tác của sự
thay đổi tỷ lệ lãi biên, dự trữ vượt mức không tự nguyện và sự thay đổi lãi
suất chính sách tiền tệ ở Trung Quốc .
4. Mẫu và phương pháp luận
4.1 Dữ liệu
Chúng tôi sử dụng các số liệu tổng hợp của cơ sở dữ liệu của Ngân
hàng quốc tế Fitch, Bankscope. Các mẫu bao gồm các giai đoạn 2000-2011,
và chỉ bao gồm các ngân hàng có dữ liệu có sẵn trong ít nhất ba năm liên
10

10


V.H.T.
V.H.T.
Nguyen,
Nguyen,
A. A.
Boateng
Boateng
/ Int.
/ Int.

Fin.
Fin.
Markets,
Markets,
Inst.
Inst.
and
and
Money
Money
2626
(2013)
(2013)358–377
358–377

362

359

tiếp. Chỉ các ngân hàng thương mại được lựa chọn (các ngân hàng thương
mại có vốn nhà nước, ngân hàng thương mại cổ phần, ngân hàng thương mại
thành phố, các ngân hàng thương mại nông thôn và các ngân hàng nước
ngoài); do đó, các ngân hàng chính sách, ngân hàng hợp tác và các ngân
hàng đầu tư không bao gồm trong mẫu của chúng tôi bởi vì họ có thể có
những mục tiêu khác hơn so với lợi nhuận. Mẫu bảng cuối cùng bao gồm 95
ngân hàng và 552 quan sát hàng năm. dữ liệu vĩ mô (bao gồm cả thực tổng
sản phẩm nội địa quốc gia và cấp tỉnh () tốc độ tăng trưởng GDP và chính
sách tiền tệ của Trung Quốc) được thu thập từ thị trường Trung Quốc Chứng
khoán và cơ sở dữ liệu nghiên cứu kế toán (CSMAR), Trung Quốc Niên
giám thống kê được công bố của Cục Thống kê quốc gia của Trung Quốc, và

các trang web của PBC.
4.2 Đo tỷ lệ dự trữ vướt mức không tự nguyện (IERR)
Sau Agenor et al. (2004) và Aikaeli (2011), dự trữ vượt mức phòng
ngừa được ước lượng bằng mô hình sau đây; tỷ lệ dự trữ vượt mức không tự
nguyện được đo như là sự khác biệt giữa dự trữ vượt mức thực tế và dự trữ
vượt mức phòng ngừa ước tính.
ERit = + α1ERi, t-1 + α2 (L) LR + α3 (L) CASH +
+ α4 (L) YR + α5 (L) RRR + α6 (L) R + α7YEARt + εit
(1)
Trong đó là một hằng số, εit là sai số thay đổi ngẫu nhiên , α j (L) : là
độ trễ của đa thức. và được tính như sau :
αj = 1 + α
(2)

j1

L +. . . + αjp Lp,

j≥2

ER là dự trữ vượt mức, được đo bằng tỷ lệ giữa chênh lệch số dư tài
khoản hiện tại của ngân hàng đối với ngân hàng trung ương và tỷ lệ dữ trự
bắt buộc trên tổng số tiền gửi của khách hàng. LR là các khoản cho vay
phản ánh rủi ro tín dụng mà từ đó có thể gây ra việc rút tiền gửi (Aikaeli,
2011), và được xác địnhbằng cách lấy giá trị tuyệt đối của độ lệch giữa lãi từ
việc cho vay đối với xu hướng của nó, được phát triển bởi Hodrick và
Prescott (1997). Thu nhập lãi vay được tính bằng cách lấy thu nhập tiền lãi
từ khoản vay chia cho tổng số tiền gửi của khách hàng. Hodrick-Prescott
(HP) là một phương pháp tiêu chuẩn trong các tài liệu chu kỳ kinh doanh để
loại bỏ phong trào xu hướng (Ravn và Uhlig, 2002). Trong các thử nghiệm

để kiểm tra độ tin cậy, bộ lọc được phát triển bởi Baxter và King (1999)
(BK) đã được sử dụng như một phương pháp thay thế để đo lường các biến
động có thể xày ra. Bởi vì biến động lãi thu nhập từ việc cho vay cho thấy
11

11


V.H.T.
V.H.T.
Nguyen,
Nguyen,
A. A.
Boateng
Boateng
/ Int.
/ Int.
Fin.
Fin.
Markets,
Markets,
Inst.
Inst.
and
and
Money
Money
2626
(2013)
(2013)358–377

358–377

362

359

một ngân hàng đang lời hoặc lỗ, việc những biến động này tăng lên hoặc
giảm xuống có thể gây ra những rủi ro tín dụng (Aikaeli, 2011); do đó, giá
trị tuyệt đối của độ lệch được sử dụng. Tiền là sự biến động của tỷ lệ tiền
mặt với tổng tiền gửi của khách hàng từ xu hướng của nó (HP và BK lọc);
nó bắt các mô hình có tính chu kỳ của sở thích gửi tiền cho nắm giữ tiền mặt
và tín hiệu nguy cơ thiếu tính thanh khoản cho các ngân hàng (Agenor et al,
2004;. Aikaeli, 2011). YR sự thay đổi trong nhu cầu về tiền mặt, được đo
bằng tỷ lệ của GDP thực trên xu hướng của nó (HP và BK lọc) (Agenor et
al., 2004). RRR là tỷ lệ dự trữ bắt buộc bình quân do PBC đặt ra trong một
năm cụ thể. R là mức phạt một ngân hàng phải đối mặt nếu mức dự trữ của
nó ít hơn quy định. Bởi vì thị trường liên ngân hàng của Trung Quốc là
không hiệu quả và các ngân hàng dựa trên PBC để hỗ trợ thanh khoản
(Forssbæck và Oxelheim, 2007), mức tái cấp vốn của PBC – mức mà PBC
yêu cầu khi cho vay hỗ trợ thanh khoản ngắn hạn đối với các tổ chức tài
chính (20 ngày kể từ ngày cho vay) - được sử dụng để chỉ số chi phí của
ngân hàng của các quỹ trong trường hợp thiếu tính thanh khoản. NĂM là
một biến thời gian.
Bảng tóm tắt của các biến và kiểm tra nghiệm đơn vị được cung cấp
trong Phụ lục 1 và 2 tương ứng. Trong suốt thời kỳ thu thập mẫu, các ngân
hàng Trung Quốc đã có dự trữ dư thừa ở các cấp độ khác nhau, từ -10 phần
trăm đến 40 phần trăm của các khoản tiền gửi với mức bình quân 5,4 phần
trăm. Theo xét nghiệm của Dickey-Fuller và PhillipsPerron chỉ ra rằng tất cả
các biến số đều không thay đổi, trừ RRR và R. Saxegaard (2006) lập luận
rằng các biến chính sách tiền tệ tưởng như có thay đổi nhưng thực ra là

không. Lập luận này được hỗ trợ bởi các bài kiểm tra KPSS, cho thấy rằng
cả hai RRR và R thì đứng yên ở mức 1 phần trăm có ý nghĩa. Như vậy, theo
như Saxegaard (2006), RRR và R được xem như là hằng số.
Bởi vì thời gian đánh giá ngắn, mô hình ước lượng xem xét chỉ có một
độ trễ cho các biến phụ thuộc và lên đến một độ trễ cho các biến giải thích.
Số lượng thực tế của độ trễ cho các biến giải thích được chọn dựa trên các
thông tin Akaike Tiêu chí (AIC). Bởi vì các bình phương ước lượng ít nhất
của mô hình dữ liệu phẳng với biến phụ thuộc trễ bị chệch, các ước lượng
GMM (GMM) được phát triển bởi Arellano và Bond (1991) được sử dụng.
Bởi vì các mẫu dữ liệu không cân bằng và bao gồm nhưng tác động cụ thể,
'System GMM' (được phát triển bởi Arellano và Bover, 1995; Blundell và
Bond, 1998) được sử dụng chứ không phải là "sự khác biệt GMM '(thưởng
không chính xác đối với những dữ liệu không cân bằng) (Roodman , 2006).
'System GMM' không bình thường và theo hiệp phương sai trong dữ liệu
(Arellano và Bover, 1995; Blundell và Bond, 1998).Biến thời gian “ Year”
12

12


V.H.T.
V.H.T.
Nguyen,
Nguyen,
A. A.
Boateng
Boateng
/ Int.
/ Int.
Fin.

Fin.
Markets,
Markets,
Inst.
Inst.
and
and
Money
Money
2626
(2013)
(2013)358–377
358–377

362

359

và tỷ lệ GDP (YR) đang được coi là biến ngoại sinh, RRR được coi là biến
nội sinh, và các biến khác đang được coi là xác định trước. RRR được coi là
nội sinh vì những nỗ lực PBC sử dụng dự trữ bắt buộc như một công cụ để
kiểm soát dự trữ dư thừa trong hệ thống ngân hàng (Conway et al, 2010;. Ma
et al, 2011).. Do kích thước mẫu tương đối nhỏ, ước tính một bước là làm
việc. Số lượng tối ưu của các công cụ được lựa chọn dựa trên các tiêu chí
được đề xuất bởi Arellano và Bond (1991) và Roodman (2006, 2009) cho
lệnh 'xtabond2' trong phần kinh tế lượng STATA. Những tiêu chí này được
mô tả trong Phụ lục 3. Các kết quả cho các ước tính với cả hai bộ lọc HP và
bộ lọc BK được cung cấp trong Phụ lục 4.
Các kết quả cho các ước tính với bộ lọc chương trình HP cho thấy
rằng rủi ro tín dụng làm tăng đáng kể nhu cầu dự trữ phòng ngừa của các

ngân hàng Trung Quốc, xác nhận rõ hơn phát hiện của Aikaeli (2011 ).
Tương tự như vậy, ước tính với bộ lọc BK cũng cho rủi ro tín dụng tỉ lệ
thuận với nhu cầu có dự trữ vượt mức phòng ngừa. Tăng mức phạt cũng làm
tăng đáng kể nhu cầu dự trữ vượt mức phòng ngừa. Mặc dù các biến số khác
có những dấu hiệu dự kiến, họ không hiển thị hiệu ứng đáng kể nhu cầu về
dự trữ vượt mức phòng ngừa tại các ngân hàng Trung Quốc. Tỉ lệ dự trữ
vượt mức phòng ngừa (IERR) sự khác biệt giữa dự trữ vượt mức thực tế và
dự trữ dư thừa phòng ngừa ước tính. Việc còn lại là kiểm tra nghiệm đơn vị
và tương quan chuỗi. Để kiểm tra các mô hình phù hợp với các mối quan
tâm của người chủ đơn vị có thể có trong RRR và R, Baffes (1997) lập luận
rằng nếu biến phụ thuộc là tĩnh nhưng các biến hồi quy không phải là, mô
hình chỉ là thích hợp nếu cả các số dư và các giá trị biến phụ thuộc dự báo là
đứng yên. Kiểm tra Augmented Dickey-Fuller và Phillips-Perron cho thấy cả
dư và dự đoán dự trữ dư thừa phòng ngừa là đứng yên, do đó, mô hình được
một cách thích hợp thử nghiệm (kết quả được cung cấp theo yêu cầu). Để
kiểm tra sự ổn định mô hình sau khi thay đổi trong chuẩn mực kế toán của
Trung Quốc trong năm 2008 (Liu, 2009), các bài kiểm tra Chow (xem Chow,
1960) được tiến hành, và kết quả cho thấy không có sự khác biệt lớn trong
tính toán mô hình giữa các giai đoạn trước và sau năm 2008 (kết quả được
cung cấp theo yêu cầu). Mặc dù các ngân hàng Trung Quốc sẽ được tính thù
lao cho tổ chức dự trữ vượt mức, khoảng cách giữa lãi suất dự trữ và tỷ giá
thị trường rất rộng, và các ngân hàng phải chịu chi phí cơ hội đáng kể; do
đó, việc trả thù lao cho dự trữ vượt mức là không hiệu quả trong việc ảnh
hưởng hành vi cho vay (Laurens và Maino, 2009; Anderson, 2009). Hơn
nữa, PBC hiếm điều chỉnh tỷ lệ lãi suất dự trữ để phản ánh chính sách tiền
tệ. Trong thực tế, trong 10 năm qua, PBC đã thay đổi tỷ lệ lãi suất dự trữ chỉ
có hai lần, vào năm 2002 và 2008 (Zhang, 2010). Các bài kiểm tra độ mạnh
13

13

V.H.T.
V.H.T.
Nguyen,
Nguyen,
A. A.
Boateng
Boateng
/ Int.
/ Int.
Fin.
Fin.
Markets,
Markets,
Inst.
Inst.
and
and
Money
Money
2626
(2013)
(2013)358–377
358–377

362

359

rằng kiểm soát đối với tác động của lãi suất dự trữ cho thấy rằng tỷ lệ lãi
suất dự trữ không có ảnh hưởng đáng kể đến nhu cầu dự trữ vượt mức phòng
ngừa tại Trung Quốc trong khi rủi ro tín dụng vẫn còn đáng kể (kết quả được
cung cấp theo yêu cầu)
4.3. Định nghĩa của các biến
Tỷ lệ dự trữ vượt mức không tự nguyện (IERR) là phần dư thu được
từ việc lập dự toán cho dự trữ vượt mức dự phòng. Chúng tôi biểu thị IERR1
và IERR2 là tỷ lệ dự trữ vượt mức không tự nguyện thu được từ ước lượng
dự trữ vượt mức dự phòng bằng cách sử dụng tương ứng bộ lọc HodrickPrescott và với các bộ lọc Baxter-King. Để lấy được các chỉ số dự trữ vượt
mức không tự nguyện (IER), tỷ lệ dự trữ vượt mức không tự nguyện (IERR)
được chuẩn hóa sử dụng cả hai giá trị trung bình của năm tương ứng và giá
trị trung bình của mẫu. Chúng tôi biểu thị IER1 và IER2 là dự trữ vượt mức
không tự nguyện đã được chuẩn hóa từ ước lượng dự trữ vượt mức dư phòng
IERR1 và IERR. Những biến khác được định nghĩa một cách thống nhất với
các nghiên cứu trước đó, chẳng hạn như Kashyap và Stein (2000),
Gambacorta (2005) và Gunji và Yuan (2010). Tính thanh khoản (LIQ), kích
thước ngân hàng (SIZE) và vốn (CAP) được xác định phù hợp với các
nghiên cứu của Gambacorta (2005) như sau:

Trong đó N và T tương ứng là số quan sát và số năm. Hơn nữa, L biểu thị tài
sản lưu động theo quy định của BankScope, trong đó bao gồm tiền mặt, trái
phiếu chính phủ, tuyên bố ngắn hạn của ngân hàng (bao gồm chứng chỉ tiền
gửi), và phù hợp với danh mục đầu tư. C và A tương ứng là vốn cổ phần
(vốn) và tổng tài sản
Tốc độ tăng trưởng GDP thực (Y) được sử dụng để nắm bắt được tác
động cầu tín dụng, và điều khiển cho các tác động kênh bảng cân đối kế toán
nơi mà sự giảm trong giá trị tài sản ròng của người vay dẫn đến sự sụt giảm
14

14

V.H.T.
V.H.T.
Nguyen,
Nguyen,
A. A.
Boateng
Boateng
/ Int.
/ Int.
Fin.
Fin.
Markets,
Markets,
Inst.
Inst.
and
and
Money
Money
2626
(2013)
(2013)358–377
358–377

362

359

trong cung tín dụng ngân hàng (de Bondt, 1999). Cung tín dụng (LOAN)
được tính bằng , trong đó tổng cho vay là tổng số tín dụng mà một ngân
hàng phát hành trong một năm cụ thể. Để nắm bắt được cơ chế tỷ lệ lợi
nhuận bắt buộc, tỷ lệ lãi biên cung cấp bởi Bankscope được sử dụng để chỉ
chênh lệch lãi suất giữa tiền lãi vay và các chi phí vốn. Lợi nhuận ròng biên
được đo lường bằng tỷ lệ doanh thu lãi ròng trên tổng tài sản sinh lãi. NIM
được định nghĩa là sự thay đổi trong lợi nhuận ròng biên. Đối với các chỉ số
chính sách lãi suất (IP), Bernankeand Blinder (1992) lập luận rằng tỷ lệ hoạt
động thị trường mở (OMO), đó là tỷ lệ mà tại đó một ngân hàng trung ương
bán hoặc mua trái phiếu chính phủ trên thị trường mở, là thành phần quan
trọng trong các ngân hàng Mỹ vì vì nó liên quan tới nguồn dữ trữ được bơm
vào hay rút ra khỏi ngân hàng thông qua các tài khoản hiện hành của nó tại
ngân hàng trung ương. Trong bối cảnh Trung Quốc, Liu et al. (2009) lập
luận rằng tỷ lệ OMO ở Trung Quốc không nhất thiết là dấu hiệu quan điểm
chính sách tiền tệ, mà chỉ đơn giản là một công cụ vô hiệu hóa. Chen et al.
(2011) lưu ý rằng mức OMO ở Trung Quốc không được xem như là lãi suất
thị trường. Heand Wang (2012) chứng minh rằng tỷ lệ OMO không có ảnh
hưởng đáng kể đến lãi suất liên ngân hàng Trung Quốc và họ cho rằng lý do
có thể là OMO của Trung Quốc có trọng lượng nhỏ so với quy mô của bảng
cân đối ngân hàng nhân dân Trung Quốc; Do vậy, tỷ lệ OMO không phải là
một chỉ số thích hợp cho chính sách tiền tệ ở Trung Quốc. Tương tự như vậy,
dự trữ bắt buộc tăng không nhất thiết phản ánh chính sách thắt chặt nhưng
phục vụ cho việc chế ngự thanh khoản dư thừa trong hệ thống ngân hàng
Trung Quốc (Anderson, 2009). Ngoài ra, Green và Chang (2006) tìm thấy
không có mối quan hệ giữa tiền cơ sở M2 và tiền dự trữ ở Trung Quốc, và
cho rằng ngân hàng nhân dân Trung Quốc thất bại trong việc quản lý sự tăng
trưởng của M2 - mục tiêu trung gian của chính sách tiền tệ. Do đó, tỷ lệ dự
trữ bắt buộc và cơ sở tiền M2 không thể đại diện cho quan điểm chính sách
tiền tệ của Trung Quốc. Ngược lại, chính sách lãi suất, cụ thể là tiêu chuẩn
cho vay (LB) và tiêu chuẩn tiền gửi (DB), đóng vai trò nhiều ảnh hưởng bày

tỏ quan điểm chính sách tiền tệ của Ngân hàng nhân dân Trung Quốc và có
tác động mạnh đến lãi suất thị trường (Ông và Wang, 2012). Theo Gunji và
Yuan (2010), điểm chuẩn lãi suất Ngân hàng nhân dân Trung Quốc được sử
dụng để nắm bắt chính sách tiền tệ của Trung Quốc. Ngoài ra, Anderson
(2009) lưu ý rằng lãi suất cho vay chính thức của Ngân hàng nhân dân Trung
Quốc không còn ràng buộc biên vì đa số lãi suất cho vay thực tế đều trên
chuẩn. Tuy nhiên, lãi suất trần tiền gửi là độ ràng buộc và có tín hiệu cân
bằng thị trường, thanh toán bù trừ ở Trung Quốc (Anderson, 2009; Porter và
Xu, 2009).
15

15


V.H.T.
V.H.T.
Nguyen,
Nguyen,
A. A.
Boateng
Boateng
/ Int.
/ Int.
Fin.
Fin.
Markets,
Markets,
Inst.
Inst.
and

and
Money
Money
2626
(2013)
(2013)358–377
358–377

362

359

Với lí do này, sự thay đổi lãi suất tiền gửi trung bình tiêu chuẩn trong
1 năm tương ứng được sử dụng để chỉ quan điểm chính sách tiền tệ ở Trung
Quốc. Sự thay đổi lãi suất cho vay 1 năm trung bình tiêu chuẩn được sử
dụng như là chỉ số thay thế của chính sách tiền tệ như một kiểm định vững.
Bảng 1 và 2 thể hiện các thống kê tóm tắt và Kiểm định nghiệm đơn vị cho
các biến. Thống kê độ lệch và độ nhọn là có ý nghĩa đối với hầu hết các
biến. Tuy nhiên, không có biến nào có phân phối chuẩn, dựa trên sự kiểm tra
của Jarque và Bera (1987). IER1 và IER2 có trung bình bằng không. IER1
và IER2 có giá trị trung bình bằng 0. IER1 dao động từ 22% - 33% tiền gửi,
trong khi đó IER2 dao động từ 12% - 32% tiển gửi. Kiểm định nghiệm đơn
vị Augmented Dickey-Fuller và Phillips-Perron chỉ ra rằng tất cả các biến ổn
định (có tính dừng).
Bảng 1
Thống kê tổng hợp cho biến ước lượng sự truyền dẫn chính sách tiền tệ.

Lưu ý: 1. * Bác bỏ phân phối chuẩn ở mức ý nghĩa 1%
2. IER1 và IER2 là dự trữ vượt mức không tự nguyện ước lượng từ nhu cầu
dự trữ vượt mức phòng ngừa tương ứng với bộ lọc Hodrick-Prescott và bộ

lọc Baxter-King.
Bảng 2
Kiểm tra nghiệm đơn vị cho các biến ước lượng truyền dẫn chính sách tiền
tệ.

16

16


V.H.T.
V.H.T.
Nguyen,
Nguyen,
A. A.
Boateng
Boateng
/ Int.
/ Int.
Fin.
Fin.
Markets,
Markets,
Inst.
Inst.
and
and
Money
Money
2626

(2013)
(2013)358–377
358–377

362

359

Lưu ý: * Bác bỏ giả thuyết nghiệm đơn vị ở mức ý nghĩa 1%.
4.4. Mô hình hiệu ứng cố định
Theo Gambacorta (2005) và Gunji và Yuan (2010), các mô hình sau đây
được sử dụng để xác định ảnh hưởng của tính thanh khoản, kích thước, vốn
và lãi ròng biên trong việc truyền tải chính sách tiền tệ khi có dự trữ vượt
mức không tự nguyện trong hệ thống ngân hàng Trung Quốc.

Với
là hằng số và
là sai số. Biến IERIP phản ánh tác động của dữ trữ
quá mức không tự nguyện đối với hành vi cho vay của ngân hàng đáp trả lại
cú sốc chính sách tiền tệ. Bốn sự tác động qua lại LIQ × IER × IP, SIZE ×
IER × IP, CAP × IER × IP và NIM × IER × IP nắm bắt ảnh hưởng của tính
thanh khoản, kích thước, vốn và lãi ròng biên trong việc truyền dẫn của
chính sách tiền tệ khi có dự trữ vượt mức không tự nguyện. Các kiểm định
của Hausman chỉ ra rằng có mối tương quan giữa các biến hồi quy và các
hiệu ứng không đồng nhất. Do đó, ước lượng bình phương nhỏ nhất (OLS)
thường dựa vào kỹ thuật khác biệt bên trong được sử dụng để giải quyết các
hiệu ứng cố định.
4.5. Mô hình SGMM
Theo Gambacorta (2005) và Gunji và Yuan (2010), một mô hình động cũng
được kiểm tra với độ trễ của biến phụ thuộc. Bởi vì kích thước mẫu dữ liệu

là tương đối nhỏ, chỉ có độ trễ đầu tiên được xem xét, và điều này là phù hợp
với các nghiên cứu trước (xem Altunbas et al, 2002;. Tabak et al, 2010).

17

17


V.H.T.
V.H.T.
Nguyen,
Nguyen,
A. A.
Boateng
Boateng
/ Int.
/ Int.
Fin.
Fin.
Markets,
Markets,
Inst.
Inst.
and
and
Money
Money
2626
(2013)
(2013)358–377

358–377

362

359

Trong đó YEAR là một biến giả thời gian. Bởi vì OLS thiên về các mô hình
động, 'hệ thống' ước lượng GMM (SGMM) được áp dụng. Arellano và
Bover (1995) và Blundell và Bond (1998) đã phát triển SGMM dựa trên
DGMM của Arellano và Bond’s (1991). SGMM khắc phục được những yếu
kém của DGMM đó là đưa ra những kết quả không đồng nhất khi phải xử lí
những dữ liệu không cân bằng (Roodman, 2006). Hơn nữa, SGMM đạt hiệu
quả với dữ liệu bảng có tỉ lệ N/T cao (với N là số nhóm, T là thời gian).
(Arellano và Bond, 1991). Quan trọng hơn là SGMM có hiệu quả trong việc
xử lý nội sinh và tác động cố định (Arellano và Bover, 1995). Theo Gunji và
Yuan (2010), các biến tương tác và Y được xem hoàn toàn ngoại sinh, IP
được xem là nội sinh và các biến khác được xem là biến định trước. Mô hình
tối ưu được lựa chọn dựa trên các tiêu chí được đề xuất bởi Arellano và
Bond (1991) và Roodman (2006, 2009) tại Phụ lục 3.
5. Kết quả và thảo luận
Các mô hình được ước lượng cho các trường hợp có và không có hiệu
ứng NIM riêng biệt. Các mô hình cũng được ước lượng riêng biệt cho hai
phép đo lường thay thế dự trữ vượt mức không tự nguyện tức là, IER1 và
IER2. Các kết quả từ những ước lượng hiệu ứng cố định và các ước lượng
SGMM được báo cáo tương ứng trong bảng 3 và 4. Các ước tính phần dư
không có các nghiệm đơn vị và tương quan chuỗi. Kết quả chỉ ra rằng tăng
lãi suất tiền gửi (IP) làm giảm cung tín dụng. GDP thực (Y) nắm giữ nhu cầu
tín dụng tỉ lệ thuận với cung ứng tín dụng. Các tác động trực tiếp của các đặc
điểm riêng biệt của ngân hang (LIQ, SIZE, CAP và IER) là không đáng kể
trong hầu hết các trường hợp.

Đối với cơ chế số nhân tiền, các tác động qua lại trong các giả thuyết
H1, H2 và H3 có những dấu hiệu kỳ vọng qua tất cả các ước tính một cách
nhất quán. Cụ thể, IER × IP là dương và có ý nghĩa trong cả hai ước lượng
hiệu ứng cố định và SGMM. Điều này củng cố giả thuyết đầu tiên (H1) rằng
các ngân hàng có dự trữ vượt mức không tự nguyện lớn sẽ ít bị ảnh hưởng
trước những cú sốc chính sách tiền tệ vì dự trữ vượt mức không tự nguyện
có thể được rút ra để duy trì cung tín dụng. Kết quả này phù hợp với các tài
liệu của Saxegaard (2006), người tìm ra rằng dự trữ vượt mức không tự
nguyện làm cho tăng trưởng kinh tế phản ứng kém trước những cú sốc chính
18

18


V.H.T.
V.H.T.
Nguyen,
Nguyen,
A. A.
Boateng
Boateng
/ Int.
/ Int.
Fin.
Fin.
Markets,
Markets,
Inst.
Inst.
and

and
Money
Money
2626
(2013)
(2013)358–377
358–377

362

359

sách tiền tệ ở các quốc gia châu Phi cận Saharan, so với hiệu ứng nhu cầu tín
dụng của kênh truyền dẫn chính sách tiền tệ.
Sự tương tác của LIQ × IER × IP là âm trong cả hai ước lượng hiệu
ứng cố định và ước tính SGMM; trong các ước lượng cố định, nó chỉ có ý
nghĩa ở mức ý nghĩa 10%, nhưng trở nên có ý nghĩa thống kê ở các ước
lượng SGMM, ủng hộ cho giả thuyết H2. Bằng chứng này cho thấy rằng, các
ngân hàng lỏng bị ảnh hưởng nhiều bởi chính sách thắt chặt hơn so với các
ngân hàng kém thanh khoản khi có dự trữ vượt mức không tự nguyện và các
ngân hàng thanh khoản có xu hướng giảm cung tín dụng của họ nhanh chóng
hơn để đáp ứng cho việc tăng lãi suất chính sách tiền tệ. Bằng chứng này
mâu thuẫn với bằng chứng có khuynh hướng chi phối tìm thấy khi không có
dự trữ vượt mức không tự nguyện, đó là các ngân hàng lỏng giải ngân tài sản
lỏng để bảo vệ danh mục cho vay (Kashyap và Stein, 2000; Gambacorta,
2005). Điều này có thể là do các ngân hàng lỏng có xu hướng chịu nhiều rủi
ro hơn cụ thể hóa với việc thắt chặt chính sách tiền tệ khi họ đang nắm giữ
dự trữ vượt mức không tự nguyện, và rủi ro tín dụng lớn hơn làm cho các
ngân hàng lỏng dễ bị ảnh hưởng hơn trước những cú sốc chính sách tiền tệ.
Bảng 3

Ước lượng hiệu ứng cố định trong truyền dẫn chính sách tiền tệ

19

19


V.H.T.
V.H.T.
Nguyen,
Nguyen,
A. A.
Boateng
Boateng
/ Int.
/ Int.
Fin.
Fin.
Markets,
Markets,
Inst.
Inst.
and
and
Money
Money
2626
(2013)
(2013)358–377
358–377

362

359

Lưu ý: 1. ***, ** và * ý nghĩa thống kê tương ứng ở mức 1%, 5% và 10%.
2. sai số chuẩn mạnh được báo cáo trong ngoặc đơn.
Tương tự như các hiệu ứng thanh khoản, sự tương tác của SIZE × IER × IP
cũng cho thấy một mối quan hệ âm như mong đợi với cung tín dụng. Sự
tương tác có ý nghĩa trong các ước tính SGMM và có ý nghĩa cao trong các
ước lượng hiệu ứng cố định, ủng hộ giả thuyết H3. Kết quả này chỉ ra rằng,
khi có nguồn dự trự vượt mức không tự nguyện, khi chính sách lãi suất tăng
lên thì các ngân hàng lớn sẽ giảm nguồn cung ứng tín dụng nhanh hơn. Kết
quả này là trái với kết quả được tìm thấy trong các nghiên cứu tiến hành bởi
Kashyap và Stein (1995), trong đó Kashyap và Stein không xem xét dự trữ
vượt mức không tự nguyện. Phù hợp với lập luận thanh khoản nêu trên, câu
trả lời có thể nằm ở việc các ngân hang lớn có mức dự trữ vượt mức tự
nguyện cao thường sẽ chấp nhận rũi ro nhiều hơn, từ đó dẫn tới việc các
ngân hang này dễ bị ảnh hưởng hơn bởi chính sách thắt chặt tiền tệ.
Xét về ảnh hưởng của vốn, sự tương tác của CAP × IER × IP là dương
và chỉ có ý nghĩa trong các ước lượng SGMM, từ đó bác bỏ giả thuyết H4.
Tuy nhiên, kết quả này không chặt chẽ vì sự tương tác không có ý nghĩa
20

20


V.H.T.
V.H.T.
Nguyen,

Nguyen,
A. A.
Boateng
Boateng
/ Int.
/ Int.
Fin.
Fin.
Markets,
Markets,
Inst.
Inst.
and
and
Money
Money
2626
(2013)
(2013)358–377
358–377

362

359

trong tất cả các các ước lượng hiệu ứng cố định. Do đó, tác động của vốn
vào các kênh cho vay của ngân hàng không có ý nghĩa ở Trung Quốc. Bằng
chứng này là phù hợp với những phát hiện của Gunji và Yuan (2010), người
cũng ghi lại rằng vốn có tác động rõ ràng trên các kênh cho vay ngân hàng ở
Trung Quốc.

Bảng 4
Hệ thống Ước lượng GMM cho truyền dẫn chính sách tiền tệ .

Lưu ý: 1. ***, ** và * ý nghĩa thống kê tương ứng ở mức 1%, 5% và 10%.
2. Sai số chuẩn mạnh được báo cáo trong ngoặc đơn.
Về tỷ lệ lợi nhuận yêu cầu, mặc dù một sự giảm sút trong NIM có xu
hướng giảm việc cung cấp tín dụng trong các ước lượng Hiệu ứng cố định,
ảnh hưởng của nó trên các kênh cho vay ngân hàng xuất hiện không rõ ràng
trong các ước lượng SGMM. Các biến tương tác NIM × IP và NIM × IER ×
IP là không có ý nghĩa trong cả Hiệu ứng cố định hoặc các ước lượng
21

21


V.H.T.
V.H.T.
Nguyen,
Nguyen,
A. A.
Boateng
Boateng
/ Int.
/ Int.
Fin.
Fin.
Markets,
Markets,
Inst.
Inst.

and
and
Money
Money
2626
(2013)
(2013)358–377
358–377

362

359

SGMM. Phát hiện này không hỗ trợ lập luận của Disyatat (2011) rằng chính
sách thắt chặt tiền tệ sẽ hạn chế việc cung tín dụng bằng cách ký kết hợp
đồng tỷ lệ lãi biên. Bằng chứng này mâu thuẫn với phát hiện của Gunji và
Yuan (2010) đó là những ngân hang đang có lãi thường ít bị ảnh hưởng bởi
chính sách thắt chặt tiền tệ bởi vì những ngân hang này khi huy động nợ
không dự trữ để bù đắp vào khoản thiếu hụt tiền gửi . Tuy nhiên, Gunji và
Yuan (2010) chỉ ra rằng khả năng sinh lợi bằng tỷ lệ giữa tổng doanh thu
trên tổng tài sản, và tỷ lệ này phản ánh lợi nhuận và hiệu quả của toàn bộ
hoạt động ngân hàng chứ không phải là hoạt động cho vay tín dụng, khác
với NIM chỉ nắm bắt lợi nhuận cho vay tín dụng . Vì vậy, việc nghiên cứu
Gunji và Yuan (2010) hỗ trợ cơ chế số nhân tiền và không xem xét cơ chế tỷ
lệ lợi nhuận.
Bảng 5

Trần cho vay đặt Hiệu ứng cố định Bốn ngân hàng nhà
ra cho bốn ngân và các ước lượng nước được loại trừ
hàng quốc doanh

SGMM cho các khỏi mẫu.
mẫu không bao
gồm bốn ngân
hàng quốc doanh.

Các kết quả tương
tự như các kết quả
trong ước tính
chính bao gồm bốn
ngân hàng quốc
doanh trong mẫu.

Tính nhất quán dữ
liệu: Những thay
đổi trong chuẩn
mực kế toán Trung
Quốc năm 2008

Ước lượng Hiệu
ứng cố định với
biến giả thay đổi
kế toán

Bao gồm biến giả
thay đổi chuẩn mực
kế toán như 1 và 2
là biến giả tương
ứng trong thời gian
trước và sau năm
2008

Không có sự khác
biệt đáng kể trong
kết quả so với các
ước lượng mà
không có biến
giảthay đổi chuẩn
mực kế toán

Tính nhất quán dữ
liệu: Những thay
đổi trong chuẩn
mực kế toán Trung
Quốc năm 2008

Kiểm định Chow Kiểm định Chow
cho hiệu ứng cố cho giai đoạn trước
định và những ước và sau năm 2008
lượng SGMM

Không có sự khác
biệt đáng kể trong
các tham số giữa 2
giai đoạn

Sáp nhập và mua Hiệu ứng cố định Bao gồm biến giả Không có sự khác
bán (M & A)
và ước lượng M & A với giá trị là biệt đáng kể trong
SGMM kiểm soát 1 là biến cố sáp kết quả so với ước
22

22


V.H.T.
V.H.T.
Nguyen,
Nguyen,
A. A.
Boateng
Boateng
/ Int.
/ Int.
Fin.
Fin.
Markets,
Markets,
Inst.
Inst.
and
and
Money
Money
2626
(2013)
(2013)358–377
358–377

362

cho M & A

Ước lượng
đoạn

359

nhập và mua lại và lượng chính không
0 nếu ngược lại
có biến giả M &
A.

giai Ước lượng hiệu Ước lượng cho giai Không có sự khác
ứng cố định
đoạn 2006-2011
biệt đáng kể trong
kết quả so với ước
lượng mẫu đầy đủ

Cơ cấu quyền sở Ước lượng SGMM Bao gồm biến giả
hữu và mục tiêu với biến giả Quyền quyền sở hữu với 1,
hoạt động
sở hữu
2 và 3 tương ứng là
biến giả đại diện
cho các ngân hàng
quốc doanh, ngoài
quốc doanh,nước
ngoài

Không có sự khác
biệt đáng kể trong
kết quả so với ước
lượng không có
biến giả Quyền sở
hữu.

Hoạt động của tỉnh Hiệu ứng cố định
và ước lượng
SGMM với tốc độ
tăng trưởng GDP
của tỉnh

Tốc độ tăng trưởng
GDP thực của quốc
gia được áp dụng
cho các ngân hàng
thương mại nhà
nước, ngân hàng
thương mại cổ
phần và ngân hàng
nước ngoài. Tốc độ
tăng trưởng GDP
thực tế của tỉnh
được áp dụng cho
các ngân hàng
thương mại thành
phố và các ngân
hàng thương mại
nông thôn.

Không có sự khác
biệt đáng kể trong
kết quả so với các
ước tính mà có tốc
độ tăng trưởng
GDP thực của
quốc gia được sử
dụng cho tất cả các
ngân hàng.

Tác động Dự trữ Ước lượng hiệu Bao gồm cú sốc dự
batws buộc (RRR) ứng cố định và trữ bắt buộc (RRR)
ước lượng SGMM
kiểm soát cho

Không có sự khác
biệt đáng kể trong
kết quả so với các
ước lượng không

23

23


V.H.T.
V.H.T.
Nguyen,
Nguyen,

A. A.
Boateng
Boateng
/ Int.
/ Int.
Fin.
Fin.
Markets,
Markets,
Inst.
Inst.
and
and
Money
Money
2626
(2013)
(2013)358–377
358–377

362

359

RRR
chỉ số IP khác biệt

Hiệu ứng cố định
và ước lượng
GMM với điểm

chuẩm lãi suất cho
vay

có RRR.
Điểm chuẩn lãi suất
cho vay được sử
dụng để chỉ chính
sách tiền tệ chỉ
mục.

Không có sự khác
biệt đáng kể trong
kết quả so với các
ước tính mà chính
sách tiền tệ được
đo bởi điểm chuẩn
lãi suất cho vay
tiền gửi.

Tóm lại, nghiên cứu cho thấy rằng tỷ lệ NIM không có tác động đáng
kể lên các kênh cho vay ngân hàng. Điều này cho thấy rằng, sau khi chính
sách tiền tệ bị thắt chặt, việc lợi nhuận cho vay tín dụng giảm (kết quả của
sự gia tăng chi phí tài chính bên ngoài) không nhất thiết sẽ dẫn đến sự sụp
giảm trong cung ứng tín dụng. Do đó, các kênh cho vay ngân hàng không
xuất hiện thông qua tỷ lệ lợi nhuận bắt buộc ở Trung Quốc. Ngược lại,
những ngân hàng có dự trữ vượt mức không tự nguyện lớn hơn có thể giải
ngân nguồn dự trữ này để bảo vệ danh mục cho vay. Ngoài ra, khi có dự trữ
vượt mức không tự nguyện, các ngân hàng lỏng và các ngân hàng lớn có xu
hướng chấp nhận nhiều rủi ro hơn và phải đối mặt với chi phí tài chính bên
ngoài cao hơn và bị ảnh hưởng nhiều hơn bởi chính sách thắt chặt tiền tệ.

Những phát hiện này cho thấy sự sụt giảm của tiền gửi dẫn đến việc giảm
nguồn cung tín dụng do các ngân hàng phải đối mặt với chi phí tài chính bên
ngoài cao hơn để bù đắp thiếu hụt tiền gửi, và do đó, các kênh tín dụng ngân
hàng xuất hiện thông qua các cơ chế số nhân tiền ở Trung Quốc.
6. Phân tích bổ sung và kiểm tra độ tin cậy
Để điều tiét cung ứng tín dụng, PBC đặt trần cho vay đối với các ngân
hàng, nhắm chủ yếu vào bốn ngân hàng thương mại nhà nước (Geiger,
2008). Các hạn mức cho vay có thể làm cho bốn ngân hàng thương mại nhà
nước phản ứng kém với mức lãi suất chính sách tiền tệ. Để giải thích tác
động của hạn mức cho vay, chúng tôi loại trừ bốn ngân hàng thương mại nhà
nước khỏi mẫu. Các ước lượng mà không bao gồm bốn ngân hàng thương
mại nhà nước cũng cho kết quả tương tự như trong bảng 3 và 4 gồm có bốn
24

24


V.H.T.
V.H.T.
Nguyen,
Nguyen,
A. A.
Boateng
Boateng
/ Int.
/ Int.
Fin.
Fin.
Markets,
Markets,

Inst.
Inst.
and
and
Money
Money
2626
(2013)
(2013)358–377
358–377

362

359

ngân hàng thương mại nhà nước. Kết quả cho thấy trần cho vay áp đặt bởi
chính phủ không có ảnh hưởng nghiêm trọng đến việc cho vay của ngân
hàng. Có lẽ mức trần là quá cao mà các ngân hàng thương mại nhà nước hầu
như không đạt đến.
Để giải quyết những mối lo ngại rằng các dữ liệu có thể không đồng
nhất gây ra bởi sự thay đổi trong chuẩn mực kế toán Trung Quốc năm 2008,
kiểm tra Chow được tiến hành cho cả Hiệu ứng cố định và các ước tính
SGMM; kết quả cho thấy không có sự khác biệt quan trọng trong các thông
số giữa hai thời kỳ trước và sau năm 2008. Ngoài ra, 2 giai đoạn giả (trước
và sau năm 2008) được sử dụng trong ước lượng Hiệu ứng cố định và kết
quả cho thấy những ảnh hưởng của sự tương tác điều khoản này là gần giống
với kết quả ước lượng chính. Chúng tôi kiểm soát được hiệu quả của việc
sáp nhập và mua lại (M & A) trên bản báo cáo tài chính bằng cách bao gồm
biến giả M & A trên Hiệu ứng cố định và ước lượng SGMM, kết quả là
gần giống như các ước tính chính mà không có biến giả M & A . Để kiểm tra

thêm độ tin cậy của các kết quả, ước lượng Hiệu ứng cố định được thực
hiện cho một thời kỳ mẫu phụ 2006-2011 và kết quả là gần giống như các
ước tính mẫu đầy đủ.
Có lập luận cho rằng chính sách tiền tệ của Trung Quốc có xu hướng
bắt buộc đối với các ngân hàng quốc doanh Trung Quốc hơn là với các ngân
hàng ngoài quốc doanh (Geiger, 2008). Các nghiên cứu trước cũng cho thấy
các ngân hàng nước ngoài có thể tìm kiếm sự hỗ trợ kinh phí từ các ngân
hàng nội địa, do đó, ít bị ảnh hưởng bởi cú sốc chính sách tiền tệ (Tabak et
al, 2010;. Ahtik, 2012). Để giải thích cho những hiệu ứng này, chúng tôi bao
gồm công ty giả (nhà nước, ngoài nhà nước và nước ngoài) để kiểm tra độ
tin cậy của các kết quả. Kết quả cho thấy không có sự khác biệt đáng kể từ
25

25