nghĩa α cho trước (α= 1%, 3%, 5%, 7%, 9%, 11%, 13%, 15%, 17%) và k là số biến trong phương trình (4.1):
j
se
0
, j 1, 2, 3,...k
j
tc (t-statistic)
Luật quyết định: /tc/ > t (n – k, α/2), bác bỏ giả thiết nhận giả thiết H1 (βj ≠ 0).
H0 (βj = 0) và chấp
Kết quả kiểm định cho thấy các giá trị thống kê t của hệ số các biến logVd, logRr và logGDP có ý nghĩa thống kê ở mức 1%. Riêng với biến logIr có giá trị thống kê ở mức 17%.
Như vậy, phương trình (4.1) chỉ ra rằng nhìn chung, trong dài hạn có mối quan hệ giữa các biến logVd, logRr và logGDP với biến logVl. Tuy nhiên, kỳ vọng về dấu của biến log GDP là không như mong đợi.
Bảng 4.6 Mô hình véc tơ hiệu chỉnh sai số VECM
Biến phụ thuộc: logVl | |||
Hệ số | Độ lệch chuẩn | Thống kê t | |
C | 0.105184** | 0.04557 | 2.30747 |
DlogVl(-1) | -0.075897 | 0.23028 | -0.32958 |
DlogVl(-2) | 0.019841 | 0.24375 | 0.08140 |
DlogVl(-3) | 0.050781 | 0.25285 | 0.020084 |
DlogVd(-1) | -0.912958** | 0.37846 | -2.41230 |
DlogVd(-2) | -0.431302 | 0.38858 | -1.10996 |
DlogVd(-3) | -0.453032 | 0.35940 | -1.26051 |
DlogIr(-1) | -0.084430 | 0.11274 | -0.74888 |
DlogIr(-2) | -0.107466 | 0.10440 | -1.02938 |
DlogIr(-3) | -0.085000 | 0.09811 | -0.86635 |
DlogRr(-1) | 0.049535 | 0.03577 | 1.38483 |
DlogRr(-2) | 0.075713*** | 0.03863 | 1.95975 |
DlogRr(-3) | 0.036206 | 0.03935 | 0.92017 |
DlogGDP(-1) | 0.402128 | 0.37692 | 1.06688 |
DlogGDP(-2) | 0.712560** | 0.34419 | 2.07023 |
DlogGDP(-3) | 0.743825*** | 0.35428 | 2.09954 |
ECM | -0.358795* | 0.10042 | -3.57297 |
R bình phương R bình phương hiệu chỉnh Thống kê t | 0.703611 0.454021 2.819062 | ||
Có thể bạn quan tâm!
-
Cơ Sở Ước Lượng Mô Hình Nghiên Cứu -
Phương Pháp Ước Lượng Mô Hình Véc Tơ Hiệu Chỉnh Sai Số Vecm (Vector Error Correction Model) -
Nội Dung Và Các Kết Quả Nghiên Cứu -
Degryse, Hans And Van Cayseele, Patrick, 2000. Relationship Lending Within A Bank-Based System: Evidence From European Small Business Data. Journal Of Financial Intermediation, 9(1): 90-109. -
Các yếu tố tác động đến hành vi cho vay của các ngân hàng thương mại Việt Nam - 9 -
Các yếu tố tác động đến hành vi cho vay của các ngân hàng thương mại Việt Nam - 10
Xem toàn bộ 121 trang tài liệu này.
* , ** và *** tương ứng với các mức ý nghĩa 1%, 5% và 10%.
(Nguồn: Tính toán của tác giả)
Tiếp tục với việc xem xét kết quả véc tơ hiệu chỉnh sai số và mối quan hệ trong ngắn hạn, nhìn vào bảng 4.6 tác giả thấy rằng, hệ số điều chỉnh từ ngắn hạn đến dài hạn là 35,88%. Hệ số này có dấu hiệu như dự kiến và có ý nghĩa thống kê ở mức 1%. Điều này cho thấy có hội tụ như kết quả đồng tích hợp đã chỉ ra. Tuy nhiên hệ số này cho thấy tốc độ điều chỉnh từ ngắn hạn đến dài hạn là thấp.
Các kết quả cho mối quan hệ ngắn hạn giữa các biến với các độ trễ như sau: mối quan hệ giữa logVl với chính nó cho các độ trễ -1, -2, -3: hệ số là nhỏ và không có ý nghĩa thống kê. Như vậy, không có mối liên hệ nào giữa hành vi cho vay của các Ngân hàng trong các giai đoạn.
Tương tự như vậy mối quan hệ giữa logVl và logIr cũng có hệ số nhỏ và không có ý nghĩa thống kê. Các hệ số hồi quy cho các biến còn lại cũng tương đối nhỏ, biến logRr có ý nghĩa thống kê ở mức 5% cho độ trễ là -2 và biến logGDP có ý nghĩa 5% và 10% tương ứng với độ trệ là -2 và -3. Như vậy, các tác động trong ngắn hạn là nhỏ và không có ý nghĩa thống kê.
Với ý nghĩa chung của các biến giải thích, giá trị R bình phương của mô hình là 70.36%, điều này cho thấy 70.36% thay đổi trong logVl được giải thích bởi các biến đổi trong các biến độc lập. Tuy nhiên giá trị R bình phương hiệu chỉnh là khá thấp, chỉ có 45.4%.
4.2 Phân tích kết quả và các hàm ý
4.2.1 Mối quan hệ trong dài hạn
Phương trình (4.1) cho thấy mối quan hệ dài hạn giữa các biến nghiên cứu. Từ kết quả của phương trình 4.1, hệ số của logVl là 2.375843, hay độ co giãn của tổng cho vay trên tổng huy động là 2.37584%, tức khi tổng huy động tăng (giảm) 1% thì tổng cho vay cũng sẽ tăng (giảm) là 2.375843%, thể hiện mối quan hệ đồng biến, phù hợp với lý thuyết và các nghiên cứu trên thế
giới(9). Như đã nói ở trên kết quả có giá trị thống kê ở mức 1%, như vậy giả thuyết về mối quan hệ đồng biến được chấp nhận.
Từ thực tế cho thấy trong hoạt động cho vay của các NHTM, các NH sử dụng nguồn vốn huy động từ các tổ chức, cá nhân trong nền kinh tế để cấp tín dụng cho khách hàng của mình nên sự thay đổi của tổng huy động sẽ tác động đồng biến lên hoạt động cho vay. Vì vậy, kết quả cho thấy hệ số của tổng huy động là lớn nhất trong các biến nghiên cứu. Điều này hàm ý về tác động mạnh của nguồn vốn lên hoạt động cho vay của các NH là phù hợp. Tuy nhiên, một điều cần quan tâm là trong lý thuyết về kênh tín dụng NH có nêu ra, kỳ hạn của tiền gửi và cho vay là khác nhau. Trong đó, các khoản vay thường có kỳ hạn dài hơn. Sự mất cân đối về kỳ hạn này là một trong những rủi ro của hoạt động cho vay NH. Thực tế, trong thời gian qua, tỷ lệ cho vay trên tổng huy động của các NH luôn luôn rất cao và có nhiều thời điểm trên mức 100%. Điều này làm cho tính thanh khoản của NH giảm mạnh (tỷ lệ cho vay trên tổng huy động là một trong các chỉ tiêu đo lường tính thanh khoản của NH), và đây là một trong những nguyên nhân dẫn đến tình trạng hoạt
(9) Nghiên cứu của Felicia Omowunmi Olokoyo (2012) về hành vi cho vay của các ngân hàng thương mại Nigieria cho kết quả tương tự. Tác động của tổng tiền gửi là lớn nhất trong các biến nghiên cứu.
động kém hiệu quả, mất thanh khoản của các NH. Do vậy, kết quả cũng đưa ra hàm ý với các nhà quản trị NH nên quản lý hiệu quả nguồn vốn huy động để đạt được hiệu quả trong hoạt động của mình.
Độ co giãn của tổng cho vay với những thay đổi của lãi suất cho vay là – 0.249208. Mối quan hệ là nghịch biến như kỳ vọng và cũng phù hợp với lý thuyết định giá nợ rằng NH không thể định giá quá cao cho các khoản nợ vì sẽ làm gia tăng rủi ro cho các khoản nợ của các NH, hơn nữa lãi suất quá cao khiến khách hàng ít có động cơ sử dụng nợ. Lý thuyết kênh tín dụng cũng đưa ra mối quan hệ nghịch biến và nhiều nghiên cứu thực nghiệm cũng đã khẳng định mối quan hệ này(10) . Tuy nhiên, hệ số co giãn là rất thấp và có mức ý nghĩa thống kê ở mức 17%, không đáng tin cậy, giả thuyết về mối quan hệ
giữa lãi suất cho vay và tổng cho vay bị bác bỏ. Điều này hàm ý về một thị trường tín dụng kém cạnh tranh, tín dụng với lãi suất không phải là thỏa thuân trên cơ sở rủi ro và cung cầu vốn thị trường, hoặc một hàm ý về tồn tại tác động của yếu tố mối quan hệ lên hoạt động cho vay. Thực tế, hoạt động của ngành NH Việt Nam trong giai đoạn nghiên cứu 2003 – 2012 có thể chia làm 2 giai đoạn nhỏ. Giai đoạn thứ nhất là từ năm 2003 đến 2007, với đặc điểm là lãi suất được tự do hóa hoàn toàn, các NH được quyền thỏa thuận lãi suất cho vay với khách hàng trên cơ sở những rủi ro của khoản vay. Tuy nhiên, như đã trình bày trong các phần trước, hoạt động cho vay của các NH trước đây là tín dụng chỉ định. Việc khó tiếp cận với các khoản vay tạo nên một sức mạnh của
(10) Fase (1995) ước lượng một mô hình cấu trúc hai phương trình cho vay ngắn hạn và lãi suất cho vay sử dụng dữ liệu quý 1970-1990 cho Hà Lan. Các bằng chứng thu được là khá thuyết phục trong việc chỉ ra tầm quan trọng của độ co giãn lãi suất của nhu cầu tín dụng.
Calza et al (2003) và (2004) cũng xác nhận mối quan hệ nghịch biến giữa lãi suất cho vay và hoạt động tín dụng trong nghiên cứu về các ngân hàng khu vực châu Âu với dữ liệu quý trong giai đoạn 1980 – 1999 và mô hình véc tơ hiệu chỉnh sai số VECM.
các NH trong việc thỏa thuận cho vay. Bên cạnh đó, thị trường tài chính chưa phát triển, thị trường chứng khoán ra đời chưa bao lâu và chưa trở thành kênh huy động vốn hiệu quả. Không có các đối thủ cạnh tranh với các NH trong hoạt động cho vay bởi các công ty tài chính vẫn còn mới mẻ trên thị trường. Giai đoạn thứ 2 là 2008 – 2012, trong và sau khủng hoảng kinh tế thế giới cũng là giai đoạn nền kinh tế Việt Nam bắt đầu bộc lộ những hạn chế, yếu kém, tốc độ tăng trưởng kinh tế chậm lại, bất ổn vĩ mô gia tăng … Trước tình hình đó, những hạn chế về lãi suất bắt đầu được NH nhà nước sử dụng trở lại nhằm hạn chế cuộc đua lãi suất huy động diễn ra vào cuối năm 2008 làm gia tăng lãi suất cho vay của các NH khiến doanh nghiệp không tiếp cận được với nguồn vốn. Các biện pháp can thiệp mạnh tay vào thị trường tín dụng NH nói riêng và hệ thống NH nói chung vẫn được duy trì trong các năm tiếp theo và kéo dài cho đến hiện tại nhằm kích thích tăng trưởng kinh tế và giải quyết những vấn đề bất ổn vĩ mô vẫn còn đang hiện diện trong nền kinh tế. Tất cả những phân tích trên cho thấy hoạt động cho vay của các NHTM Việt Nam không phụ thuộc vào lãi suất cho vay.
Tỷ lệ dự trữ bắt buộc là một trong những công cụ mà NHNN sử dụng để thực thi chính sách tiền tệ. Khi gia tăng tỷ lệ dự trữ bắt buộc sẽ làm giảm số nhân cung tiền hay số nhân tín dụng, làm giảm lượng cung tiền và ảnh hưởng đến hoạt động cho vay của NH. Công cụ dự trữ bắt buộc được NHNN Việt Nam áp dụng từ năm 1995, bên cạnh việc áp dụng những công cụ khác của chính sách tiền tệ như trần tín dụng, lãi suất, thị trường mở. Như đã nêu trong các phần trước, việc điều hành chính sách tiền tệ của NHNN ban đầu sử dụng chính sách lãi suất là chủ yếu. Theo thời gian việc điều hành chính sách lãi suất được cải thiện đáng kể và tiến đến tự do hóa lãi suất. Đến thời điểm này thì những công cụ điều tiết linh hoạt khác mới phát huy tác dụng.
Trong nghiên cứu này, tỷ lệ dự trữ bắt buộc là một yếu tố dùng để đo lường tác động của chính sách tiền tệ đến hoạt động của NH. Kết quả cho thấy, tỷ lệ dự trữ bắt buộc có mối quan hệ nghịch biến với hoạt động cho vay
– hàm ý một sự thu hẹp về tiền tệ sẽ làm giảm tổng cho vay và ngược lại, một sự mở rộng về tiền tệ sẽ làm gia tăng hoạt động cho vay – và có ý nghĩa thống kê, phù hợp với lý thuyết về kênh tín dụng ngân hàng và những nghiên cứu trên thế giới(11). Tuy nhiên, đây chỉ là một yếu tố của chính sách tiền tệ, đánh giá về tác động của chính sách tiền tệ đến hành vi cho vay của NH cần những nghiên cứu chuyên sâu và sử dụng nhiều yếu tố của chính sách tiền tệ. Bên cạnh đó, theo như lý thuyết về kênh tín dụng ngân hàng thì những phản ứng của các ngân hàng với các cú sốc tiền tệ là khác nhau tùy thuộc vào nguồn vốn của họ(12).
Sau tác động của tổng huy động, tác động của GDP là lớn thứ hai trong các biến nghiên cứu. Tuy nhiên, tác động của GDP lại là mối quan hệ nghịch biến – hoạt động cho vay được mở rộng khi nền kinh tế khó khăn và ngược lại, khi nền kinh tế đang tăng trưởng thì hoạt động cho vay bị thu hẹp – không giống với kỳ vọng ban đầu và với những nghiên cứu khác trên thế giới(13). Hàm ý của kết quả trên, phải chăng ở Việt Nam, các NH đánh giá tốt
(11) Lý thuyết về kênh tín dụng ngân hàng như đã trình bày trong phần 2 đưa ra cơ chế truyền dẫn của chính sách tiền tệ đến hành vi cho vay của ngân hàng. Phản ứng với chính sách thu hẹp tiền tệ, các ngân hàng buộc phải thu hẹp tín dụng nếu như không có “bộ đệm” mạnh (Bernanke và Gertler, 1995).
(12) Những NH có nguồn vốn mạnh có lá chắn cho hoạt động cho vay từ những cú sốc của chính sách tiền tệ (Leonardo Gambacorta và Paolo Emilio Mistrulli (2003), Jose M.Berrospide, Rochelle (2012), Marko Kosak, Shaofang Li, Igor Loncarski và Matej Marinc (2013)).
(13) Rất nhiều những nghiên cứu trên thế giới xem xét hành vi cho vay của các ngân hàng trong các điều kiện vĩ mô khác nhau. Nhìn chung các nghiên cứu đều xác nhận mối quan hệ đồng biến giữa GDP và hành vi cho vay như Calza et al (2003) và (2004).
các triển vọng kinh tế tương lai và phản ánh thông qua hoạt động cho vay? Phải chăng cái NH đã không hề cho vay một cách dễ giải khi nền kinh tế đang tăng trưởng và xu hướng thận trọng khi nền kinh tế đang suy thoái?
Từ thực tế trong giai đoạn nghiên cứu ta thấy rằng: giai đoạn nghiên cứu của bài nghiên cứu này có thể chia làm 2 giai đoạn nhỏ như trong phần phân tích lãi suất và cũng hai giai đoạn nhỏ này là hai giai đoạn của nền kinh tế, một là tăng trưởng nóng, hai là tăng trưởng sụt giảm và bất ổn. Ở giai đoạn thứ nhất, khi nền kinh tế đang tăng trưởng thì hoạt động tín dụng của hệ thống NH tăng trưởng rất mạnh, trung bình …… , so với trung bình tăng trưởng GDP thì rất cao. Có thể nói rằng các NH Việt Nam đã cho vay dễ giải khi nền kinh tế đang tăng trưởng(14). Bước sang giai đoạn thứ hai, khi nền kinh tế xuất hiện những dấu hiệu suy thoái và bất ổn, dư nợ cho vay không giảm nhiều, bên cạnh đó là chính sách kích cầu của chính phủ đã khiến cho dư nợ cho vay càng mở rộng. Chính những điều này, có thể là tác động gây nên mối quan hệ nghịch biến giữa GDP và hành vi cho vay của NHTM Việt Nam.
Kết quả tác động của GDP đến hành vi cho vay của NH có ý nghĩa thống kê ở mức 1%. Giả thuyết về mối quan hệ giữa GDP và hành vi cho vay là không bị bác bỏ. Tuy nhiên, mối quan hệ là nghịch biến và từ những phân tích nêu trên hàm ý rằng đây là một vấn đề mà các nghiên cứu tiếp theo có thể khai thác để đánh giá hành vi cho vay của các NH trong các điều kiện kinh tế vĩ mô cụ thể và những nghiên cứu với khoảng thời gian dài hơn để đánh giá
(14) Đây là một gợi ý về những nghiên cứu tiếp theo về đánh giá hành vi cho vay của các NHTM Việt Nam. Như chúng ta đã biết năm 2008, Việt Nam có rất nhiều những dấu hiệu của Thái Lan trước khủng hoảng tài chính Đông Á 1997 trong đó có cho vay quá mức. Nhiều những nghiên cứu trên thế giới cũng cung cấp kết quả thực nghiệm về sự lạc quan thái quá của những khoản vay dễ giải dẫn đến hoạt động cho vay quá mức – một dấu hiệu cảnh báo về bất ổn tài chính và suy thoái kinh tế như Kaminsky và Reinhart, 1996; Borio và Lowe, 2002, 2004.