Kênh cho vay ngân hàng và truyền dẫn chính sách tiền tệ tại Việt Nam - 4

 

Size (1)

Liq (2)

Cap (3)

Size Liq (4)

Size Cap (5)

Liq Cap (6)

Size Liq Cap (7)

Cap(1)

   

-0.3090

 

-0.2690

-0.0538

-0.4210

Cap(1)*Rate

   

0.0120

 

0.1940*

0.0216

0.2110**

Cap(1)*Rate(1)

   

-0.0022

 

-0.0345

0.0122

-0.0390

Const

8.5000***

-0.3100

-0.1750

8.2970***

8.0420***

-1.0520

8.5170***

Hansen test (p-value)

0.7060

0.4630

0.7200

0.9930

0.9970

0.9940

1.0000

AR(1) test (p-value)

0.0000

0.0010

0.0000

0.0000

0.0000

0.0010

0.0000

AR(2) test (p-value)

0.6830

0.2060

0.2200

0.5200

0.4970

0.3440

0.6240

No. of observations

265

265

265

265

265

265

265

Có thể bạn quan tâm!

Xem toàn bộ 70 trang: Kênh cho vay ngân hàng và truyền dẫn chính sách tiền tệ tại Việt Nam

Kênh cho vay ngân hàng và truyền dẫn chính sách tiền tệ tại Việt Nam - 4

Bảng 4.1. Các ước lượng của phương trình (4.1) sử dụng dữ liệu ngân hàng (tiếp theo)

38

Ghi chú: *, **, *** lần lượt tương ứng với mức ý nghĩa 10%, 5% và 1%.

Kết quả kiểm định Hansen và kiểm định Arellano – Bond:

Như đã trình bày trong Chương 3, các ước lượng SGMM của phương trình (4.1) chỉ được xem là phù hợp và đáng tin cậy khi thỏa hai điều kiện.

Thứ nhất, các biến công cụ phải phù hợp và hợp lệ, nghĩa là các biến được sử dụng làm biến công cụ phải tương quan với các biến hồi quy nội sinh trong khi cùng lúc trực giao với phần dư (Baum và cộng sự, 2003). Trong hầu hết các ước lượng, chúng tôi sử dụng độ trễ thứ hai của các biến được quy định là biến công cụ trong phương trình sai phân và độ trễ thứ nhất của sai phân là biến công cụ trong phương trình cơ bản. Sự phù hợp của các biến công cụ được đánh giá bằng kiểm định Hansen (1982) với giả thuyết Hcác biến công cụ là phù hợp. Các giá trị xác suất (p-value) của kiểm định Hansen trong Bảng 4.1 đều lớn hơn 0.1 ở tất cả các ước lượng, cho thấy rằng giả thuyết Hkhông bị bác bỏ, hàm ý các biến công cụ được sử dụng là phù hợp và hợp lệ ở tất cả các ước lượng của mô hình (cột 1 – cột 7).

Thứ hai, không tồn tại hiện tượng tự tương quan bậc hai trong phần dư sai phân bậc nhất. Kiểm định Arellano – Bond (1991) về hiện tượng tự tương quan trong phần dư với giả thuyết Hlà không có tự tương quan và được áp dụng cho số dư sai phân. Kết quả kiểm định tiến trình AR(1) và AR(2) trong Bảng 4.1 cho thấy tự tương quan bậc 1 xuất hiện trong phần dư, trong khi tự tương quan bậc 2 thì không (p-value của kiểm định AR(1) nhỏ hơn 0.1 ở tất cả các ước lượng, trong khi p-value của kiểm định AR(2) lớn hơn 0.1 ở tất cả các ước lượng). Như đã thảo luận trong Chương 3, sự có mặt của tự tương quan bậc 1 không đưa đến sự mâu thuẫn của các ước lượng, tuy nhiên sự có mặt của tự tương quan bậc 2 sẽ đưa đến sự mâu thuẫn (Benkovskis, 2008). Do đó, kết quả kiểm định AR(2) quan trọng hơn kết quả kiểm định AR(1). Việc chấp nhận giả thuyết Htrong kiểm định Arellano – Bond cho AR(2) hàm ý rằng không tồn tại hiện tượng tự tương quan bậc hai trong phần dư sai phân bậc nhất ở tất cả các ước lượng của mô hình (cột 1 – cột 7).

Như vậy, các kết quả của kiểm định Hansen và kiểm định Arellano – Bond cho AR(2) cho thấy rằng tất cả các ước lượng SGMM được trình bày trong Bảng 4.1 là vững và hiệu quả.

Tác động cố định qua các ngân hàng:

Mô hình nghiên cứu của chúng tôi có tính đến các tác động cố định qua các ngân hàng, được đo lường bởi hệ số chặn αi. Hệ số chặn của từng ngân hàng khác nhau có thể khác nhau, sự khác biệt này có thể do đặc điểm khác nhau của từng ngân hàng hoặc do sự khác nhau trong chính sách quản lý, hoạt động của ngân hàng. Kết quả trong Bảng 4.1 cho thấy hệ số chặn của các ước lượng là dương và có ý nghĩa thống kê ở mức 1% trong trường hợp đặc điểm quy mô được xem xét (cột 1, cột 4, cột 5 và cột 7). Điều này cho thấy tác động cố định qua các ngân hàng có ảnh hưởng tích cực đến tăng trưởng tín dụng ngân hàng. Tuy nhiên, tác động này không vững bởi vì dấu của hệ số chặn trở nên âm và không có ý nghĩa thống kê trong trường hợp từng đặc điểm thanh khoản và vốn hóa được đưa vào mô hình, hoặc thậm chí cả hai được xem xét cùng lúc (cột 2, cột 3 và cột 6).

Tăng trưởng tín dụng ngân hàng:

Để nghiên cứu tác động của tăng trưởng tín dụng năm trước đến tăng trưởng tín dụng năm nay, chúng tôi sử dụng biến trễ bậc 1 của biến phụ thuộc như một biến độc lập trong mô hình nghiên cứu. Kết quả trong Bảng 4.1 cho thấy hệ số ước lượng của Δln(loans)i,t – 1 là dương và có ý nghĩa thống kê ở mức 1% trong tất cả các ước lượng của mô hình. Điều này cho thấy tăng trưởng tín dụng ngân hàng năm trước sẽ tạo quán tính cho tăng trưởng tín dụng ngân hàng năm sau (Altunbas và cộng sự, 2009). Tuy nhiên, có một điều cần lưu ý là trong các ước lượng có sự xuất hiện của đặc điểm quy mô ngân hàng (cột 1, cột 4, cột 5 và cột 7), hệ số ước lượng chỉ đạt khoảng 0.55, hàm ý rằng khi tín dụng năm trước tăng 1% thì sẽ giúp tín dụng năm sau tăng 0.55% trong điều kiện các yếu tố khác không đổi. Trong khi đó, hệ số này đạt gần 0.9 trong các ước lượng còn lại, cho thấy khi tín dụng năm trước tăng 1% thì sẽ giúp tín dụng năm sau tăng đến 0.9% trong điều kiện các yếu tố khác không đổi. Điều này cho thấy đặc điểm quy mô ngân hàng dường như có một tác động đáng kể đến phản ứng của tăng trưởng tín dụng ngân hàng, chúng tôi sẽ bàn về vấn đề này trong các

phân tích tiếp theo.

Tác động trực tiếp của chính sách tiền tệ đến tăng trưởng tín dụng ngân hàng:

Nhìn vào các ước lượng tham số của mô hình (4.1) trong Bảng 4.1, điều đáng lưu ý là sự xuất hiện phản ứng có ý nghĩa của tăng trưởng tín dụng ngân hàng đối với tình hình chính sách tiền tệ được đo lường bằng lãi suất ngắn hạn. Cụ thể, lãi suất ngắn hạn có tác động âm đến tăng trưởng tín dụng với mức ý nghĩa 1% trong các ước lượng có sự xuất hiện của đặc điểm quy mô ngân hàng (cột 1, cột 4, cột 5 và cột 7), với các hệ số giao động từ -0.1170 trong cột 5 đến -0.1290 trong cột 7. Trong khi đó, độ trễ bậc 1 của lãi suất ngắn hạn cũng có tác động âm đến tăng trưởng tín dụng với mức ý nghĩa 1% trong các ước lượng còn lại (cột 2, cột 3 và cột 6), với các hệ số giao động từ -0.1140 trong cột 2 đến -0.1220 trong cột 6. Điều này dự báo về sự tồn tại của kênh truyền dẫn lãi suất truyền thống tại Việt Nam và đặc điểm quy mô ngân hàng dường như có một vai trò nhất định trong việc đẩy nhanh tốc độ truyền dẫn của kênh lãi suất.

Tác động của cầu tín dụng đến tăng trưởng tín dụng ngân hàng:

Để nghiên cứu các tác động của cầu tín dụng đến tăng trưởng tín dụng ngân hàng, các yếu tố vĩ mô như tăng trưởng sản lượng thực và tăng trưởng giá cả đã được xem xét trong mô hình (4.1) như là các chỉ tiêu đại diện cho nhu cầu tín dụng của nền kinh tế. Kết quả ước lượng trong Bảng 4.1 cho thấy phản ứng thuận giữa tăng trưởng tín dụng đối với những thay đổi trong giá cả ở hầu hết các trường hợp, các hệ số hồi quy của biến CPI dương và có ý nghĩa thống kê ở mức 1% (cột 1, cột 4, cột 5 và cột 7), 5% (cột 3) và 10% (cột 2). Đồng thời độ trễ bậc 1 của biến CPI cũng dương và có ý nghĩa thống kê ở mức 1% trong một số trường hợp (cột 2, cột 3 và cột 6). Điều này hàm ý rằng tăng trưởng giá cả sẽ làm tăng nhu cầu tín dụng của nền kinh tế, dẫn đến cung tín dụng gia tăng.

Tuy nhiên, tác động của tăng trưởng sản lượng thực đến tăng trưởng tín dụng trong dài hạn thì không rõ ràng, mặc dù các hệ số hồi quy đều có ý nghĩa thống kê ở hầu hết các ước lượng, song chỉ có tăng trưởng sản lượng thực ở thời điểm hiện tại là có tác động dương đến tăng trưởng tín dụng đúng như kỳ vọng ban đầu với mức ý

nghĩa 1% (cột 2, cột 3 và cột 6) và 5% (cột 1 và cột 4), trong khi độ trễ bậc 1 của tăng trưởng sản lượng thực lại có tác động âm đến tăng trưởng tín dụng với mức ý nghĩa 1% (cột 1 – cột 7), hàm ý rằng tăng trưởng sản lượng thực năm trước sẽ làm giảm tốc độ tăng trưởng tín dụng trong năm hiện tại. Điều này có thể được giải thích bởi sự tăng trưởng kinh tế nhanh chóng trong những năm qua, kéo theo nhu cầu tín dụng hằng năm cũng gia tăng, do đó, việc các ngân hàng thương mại căn cứ vào nhu cầu tín dụng trong quá khứ để hoạch định mức cung trong năm hiện tại có thể dẫn đến chi phí của việc đánh giá thấp nhu cầu tín dụng và làm giảm tốc độ tăng trưởng tín dụng trong năm hiện tại (Benkovskis, 2008).

Benkovskis (2008) cho rằng việc sử dụng những thay đổi giá cả (những thay đổi trong CPI hoặc GDP deflator) và tăng trưởng GDP thực để giải thích cho tác động của môi trường kinh tế vĩ mô đến nhu cầu tín dụng là có vấn đề. Hạn chế chủ yếu của các biến này là ngầm giả định rằng độ co giãn của cầu tín dụng đối với tăng trưởng GDP và lạm phát là đồng nhất qua các ngân hàng. Tuy nhiên, trong thực tế, các ngân hàng phải đối mặt với các nhu cầu tín dụng khác nhau vì các thành phần trong danh mục tín dụng của họ thuộc các lĩnh vực khác nhau. Để khắc phục vấn đề này, Benkovskis (2008) và Worms (2003) đã sử dụng các biến giá cả và thu nhập thực giống như đặc trưng ngân hàng, được tính xấp xỉ bằng bình quân gia quyền của giá cả và thu nhập theo ngành (tác giả sử dụng 11 ngành sản xuất theo cách phân loại của NACE và khu vực hộ gia đình). Giá cả và thu nhập thực theo ngành có tỷ trọng bằng thị phần của ngành trong danh mục tín dụng của một ngân hàng. Thật không may, báo cáo tài chính hợp nhất hàng năm của các ngân hàng thương mại Việt Nam không có thống kê các khoản tín dụng theo từng ngành kinh tế. Do đó, trong bài nghiên cứu này, chúng tôi sử dụng những thay đổi trong CPI và tốc độ tăng trưởng GDP thực để đại diện cho các yếu tố kinh tế vĩ mô (nhu cầu tín dụng) tác động đến cung tín dụng ngân hàng, với giả định rằng nhu cầu về tín dụng trong từng thời kỳ là như nhau qua các ngân hàng.

Tuy nhiên, ngay cả khi điều đó không xảy ra, thì mối tương quan giữa tăng trưởng tín dụng và tăng trưởng sản lượng thực cũng không thực sự rõ ràng. Hình 4.1

cho thấy lạm phát CPI biến động cùng chiều với tăng trưởng tín dụng ngân hàng Việt Nam trong suốt giai đoạn 2001 – 2011, trong khi tăng trưởng GDP hầu như không có sự thay đổi đáng kể so với tăng trưởng tín dụng ngân hàng. Điều này hàm ý rằng các yếu tố cầu tín dụng tác động đến cung tín dụng chủ yếu là đến từ lạm phát CPI hơn là đến từ tăng trưởng sản lượng thực.

Tăng trưởng tín dụng, tăng trưởng sản lượng, lạm phát (%)

60

50

40

30

20

10

0

2001 2002 2003 2004 2005 2006

2007

GDP

2008 2009 2010 2011

Tăng trưởng tín dụng

CPI

Hình 4.1. Tăng trưởng tín dụng, GDP, CPI của Việt Nam giai đoạn 2001 – 2011

Nguồn: Tổng cục Thống kê, Ngân hàng Nhà nước

Tác động của các đặc điểm ngân hàng đến tăng trưởng tín dụng ngân hàng:

Để nghiên cứu tác động của các đặc điểm đặc trưng ngân hàng đến tăng trưởng tín dụng, các đặc điểm quy mô, thanh khoản, và vốn hóa ngân hàng lần lượt được xem xét trong các ước lượng của chúng tôi. Nhìn vào các trường hợp mà từng đặc điểm ngân hàng được đưa vào mô hình trong Bảng 4.1, chúng tôi nhận thấy rằng hệ số hồi quy của biến quy mô ngân hàng là dương với mức ý nghĩa 1% (cột 1) đúng như kỳ vọng ban đầu, khẳng định giả thuyết rằng các ngân hàng lớn có thể tận dụng những lợi thế về quy mô để phát triển hoạt động tín dụng của họ tốt hơn so với các ngân hàng nhỏ (Kashyap và Stein, 1995). Khi hai hay ba đặc điểm ngân hàng đồng

thời được đưa vào mô hình, hệ số của quy mô ngân hàng vẫn dương với mức ý nghĩa 1% (cột 4) và 5% (cột 5 và cột 7). Điều này cho thấy các ngân hàng có quy mô càng lớn thì báo cáo mức tăng trưởng tín dụng càng cao.

Trong khi đó, thanh khoản ngân hàng dường như không có tác động rõ rệt đến tăng trưởng tín dụng khi các hệ số hồi quy của biến thanh khoản hầu như không có ý nghĩa thống kê trong tất cả các ước lượng của chúng tôi, và chỉ mang dấu dương đúng như kỳ vọng khi sử dụng riêng một mình nó hoặc khi kết hợp với đặc điểm vốn hóa (cột 2 và cột 6), nhưng lại mang dấu âm trong các trường hợp còn lại (cột 4 và cột 7). Dấu âm của các hệ số ước lượng có thể là do trong tổng nguồn vốn mà ngân hàng huy động được chủ yếu là các nguồn vốn ngắn hạn, do đó nếu ngân hàng cho vay nhiều thì sẽ có xu hướng tài trợ cho các tài sản thanh khoản ít hơn và thanh khoản ngân hàng sẽ giảm. Mặt khác, do thị trường tài chính Việt Nam hiện nay chưa phát triển mạnh, các ngân hàng thương mại chủ yếu sử dụng nguồn vốn huy động được để cấp tín dụng hơn là đầu tư vào tài sản thanh khoản như chứng khoán và các tài sản tài chính khác, do đó, các ngân hàng có lượng tài sản thanh khoản thấp thường có tốc độ tăng trưởng tín dụng cao hơn. Kết quả tương tự cũng được Matousek và Sarantis (2009) tìm thấy tại các quốc gia Baltic.

Một điều đáng lưu ý khi xem xét tác động của vốn hóa đến tăng trưởng tín dụng ngân hàng là các hệ số hồi quy của biến vốn hóa ngân hàng đều âm và không có ý nghĩa thống kê trong tất cả các ước lượng của chúng tôi bất luận nó đứng riêng hay kết hợp với các đặc điểm khác (xem cột 3, cột 5, cột 6 và cột 7 trong Bảng 4.1). Dấu âm của các hệ số hồi quy cho thấy các ngân hàng có vốn hóa càng thấp sẽ có nhiều động cơ cho vay đối với các khách hàng cá nhân nhiều hơn để nâng cao uy tín của họ. Điều thú vị là mối quan hệ nghịch biến như thế không chỉ có ở Việt Nam, mà còn được báo cáo bởi Matousek và Sarantis (2009) khi nghiên cứu về kênh cho vay ngân hàng tại các quốc gia Baltic.

Hình 4.2 cho thấy quy mô trung bình của các ngân hàng biến động cùng chiều với tăng trưởng tín dụng trung bình của các ngân hàng trong suốt thời kỳ nghiên cứu. Trong khi đó, tỷ lệ thanh khoản và vốn hóa trung bình của các ngân hàng dường như

không có mối tương quan với tăng trưởng tín dụng trung bình, thậm chí, tỷ lệ vốn hóa trung bình của các ngân hàng từ sau năm 2008 còn có xu hướng giảm, thể hiện mối quan hệ nghịch biến giữa vốn hóa trung bình và tăng trưởng tín dụng trung bình của các ngân hàng. Đến đây, chúng tôi có thể kết luận rằng đặc điểm quy mô có tác động đến tăng trưởng tín dụng ngân hàng, cụ thể, các ngân hàng có quy mô càng lớn thì báo cáo mức tăng trưởng tín dụng càng cao, trong khi đó, các đặc điểm thanh khoản và vốn hóa ngân hàng dường như không có tác động đáng kể đến tăng trưởng tín dụng ngân hàng.

Tăng trưởng tín dụng, quy mô, thanh khoản và vốn hóa

20

18

16

14

12

10

8

6

4

2

0

0.45

0.4

0.35

0.3

0.25

0.2

0.15

0.1

0.05

0

2005 2006 2007 2008 2009 2010 2011 2012 2013

Tăng trưởng tín dụng

Quy mô Thanh khoản

2014

Vốn hóa

Hình 4.2. Tăng trưởng tín dụng, quy mô, thanh khoản và vốn hóa ngân hàng

Nguồn: Tính toán từ báo cáo tài chính của các ngân hàng thương mại Việt Nam

Tác động phân phối của chính sách tiền tệ đến tăng trưởng tín dụng ngân hàng:

Để đánh giá các tác động phân phối của chính sách tiền tệ đến tăng trưởng tín dụng ngân hàng, nhằm tìm kiếm các bằng chứng thực nghiệm về sự tồn tại của kênh cho vay ngân hàng trong truyền dẫn chính sách tiền tệ tại Việt Nam, chúng tôi cần phải kiểm tra các hệ số của đại lượng tương tác giữa các đặc điểm đặc trưng ngân

hàng và chỉ số chính sách tiền tệ. Trong mô hình chỉ sử dụng đặc điểm quy mô ngân hàng, chúng tôi tìm thấy đại lượng tương tác của nó với lãi suất là dương với mức ý nghĩa 5% (cột 1). Khi thêm vào mô hình các đặc điểm ngân hàng khác, quy mô ngân hàng vẫn dương với mức ý nghĩa 5% ở tất cả các ước lượng (cột 4, cột 5 và cột 7). Dấu dương của các hệ số ước lượng của đại lượng tương tác giữa quy mô ngân hàng và lãi suất ngắn hạn hỗ trợ cho giả thuyết của chúng tôi rằng hoạt động cho vay của các ngân hàng nhỏ thì nhạy cảm hơn đối với những thay đổi trong chính sách tiền tệ. Do các ngân hàng nhỏ dễ gặp phải vấn đề bất cân xứng thông tin hơn các ngân hàng lớn. Điều này sẽ làm cho các ngân hàng nhỏ nhạy cảm hơn đối với các cú sốc chính sách tiền tệ, vì không giống như các ngân hàng lớn có thể dễ dàng gia tăng các nguồn vốn phi tiền gửi để đối phó với các cú sốc tiền tệ (Kashyap và Stein, 1995, 2000; Kishan và Opiela, 2000). Điều đáng chú ý là các phát hiện của chúng tôi về vai trò quan trọng của quy mô ngân hàng trái ngược hẳn với các kết quả được tìm thấy ở các quốc gia thuộc khu vực Tây Âu (xem Ehrmann và cộng sự, 2003; Altunbas và cộng sự, 2002; Gambacorta, 2005). Mặt khác, chúng phù hợp với các báo cáo của Pruteanu (2004) cho Cộng hòa Séc, Horváth và cộng sự (2006) cho Hungary, và Wróbel và Pawlowska (2002) cho Ba Lan. Các kết quả trái ngược về vai trò của quy mô ngân hàng trong hành vi cho vay ngân hàng giữa các quốc gia thuộc khu vực Tây Âu và Việt Nam có thể là do tỷ lệ ngân hàng nhỏ (so với số ngân hàng lớn) ở Việt Nam thì cao hơn so với các quốc gia thuộc khu vực Tây Âu.

Việc các ngân hàng có quy mô lớn tại Việt Nam ít bị tác động hơn bởi những thay đổi trong chính sách tiền tệ so với các ngân hàng có quy mô nhỏ cho thấy sự tồn tại của lợi thế về quy mô và vấn đề bất cân xứng thông tin trong các thị trường vốn hiện nay. Trước một sự thắt chặt tiền tệ, các ngân hàng sẽ gặp khó khăn hơn trong việc huy động các nguồn vốn từ tiền gửi (do chi phí tăng cao), khi đó, các ngân hàng lớn ít gặp phải vấn đề bất cân xứng thông tin hơn nên sẽ dễ dàng tiếp cận với các nguồn vốn phi tiền gửi với chi phí thấp hơn so với các ngân hàng nhỏ. Do đó, khả năng cấp tín dụng của các ngân hàng lớn sẽ ít bị hạn chế hơn so với các ngân hàng nhỏ trước một cú sốc tiền tệ thắt chặt.

Các kết quả ước lượng trong Bảng 4.1 cho thấy thanh khoản ngân hàng dường như không đóng vai trò quan trọng trong việc phân biệt phản ứng của các ngân hàng đối với những thay đổi trong chính sách tiền tệ. Đại lượng tương tác của nó với lãi suất ngắn hạn không có ý nghĩa thống kê khi thanh khoản được sử dụng như là đặc điểm duy nhất trong mô hình, và thậm chí ngay cả khi kết hợp với các đặc điểm ngân hàng khác, hệ số này vẫn không có ý nghĩa thống kê. Điều đáng chú ý là hệ số tương tác của thanh khoản và lãi suất ngắn hạn chỉ dương đúng như kỳ vọng ban đầu khi cả ba đặc điểm ngân hàng đồng thời được đưa vào mô hình (cột 7), và âm trong hầu hết các trường hợp còn lại (cột 2, cột 4 và cột 6). Dấu âm của hệ số tương tác cho thấy rằng chính sách tiền tệ không có tác động ít hơn đối với các ngân hàng có thanh khoản tốt. Kết quả này phù hợp với báo cáo của Gunji và Yuan (2010) cho Trung Quốc, nhưng lại trái ngược hẳn với các kết quả được báo cáo bởi Ehrmann và cộng sự (2003) và Gambacorta (2005) cho các quốc gia thuộc khu vực Tây Âu, cũng như cho các quốc gia thuộc khu vực Trung Âu và Đông Âu (bao gồm Pruteanu, 2004 cho Cộng hòa Séc; Horváth và cộng sự, 2006 cho Hungary; Havrylchyk và Jurzyk, 2005 cho Ba Lan; và Kohler và cộng sự, 2005 cho ba quốc gia vùng Baltic).

Sự trái ngược về vai trò của thanh khoản trong hành vi cho vay ngân hàng tại Việt Nam có thể được giải thích bởi sự yếu kém của thị trường tài chính Việt Nam trong những năm gần đây, các sản phẩm tài chính chưa thu hút được sự quan tâm của các ngân hàng thương mại. Nhìn chung, các ngân hàng thương mại sử dụng phần lớn nguồn vốn của mình để cấp tín dụng nhiều hơn là đầu tư vào các tài sản thanh khoản như cổ phiếu, trái phiếu. Mặt khác, do thị trường tài chính còn kém thanh khoản, nên các ngân hàng thương mại đầu tư vào các chứng khoán nhằm mục đích sinh lời là chủ yếu, do đó, các chứng khoán có kỳ hạn dài thường chiếm một tỷ trong rất lớn trong danh mục đầu tư của các ngân hàng thương mại. Điều này cho thấy các ngân hàng thương mại Việt Nam dường như chưa quan tâm đến việc sử dụng tài sản thanh khoản như một công cụ phòng chống rủi ro. Chính vì vậy mà các ngân hàng dù có thanh khoản tốt cũng chưa hẳn sẽ có được sự phòng vệ tốt trước các cú sốc tiền tệ.

Hình 4.3 cho thấy cơ cấu tài sản của các ngân hàng thương mại Việt Nam trong suốt thời kỳ nghiên cứu, nhìn chung các ngân hàng sử dụng nguồn vốn của mình vào hoạt động cho vay là chính (chiếm khoảng 60% – 65% tổng tài sản ngân hàng). Tỷ lệ tài sản thanh khoản trên tổng tài sản được duy trì ổn định trong suốt thời kỳ nghiên cứu, cho thấy yếu tố thanh khoản dường như không có tác động đến phản ứng của tín dụng ngân hàng trước các cú sốc tiền tệ.

Tỷ trọng danh mục tài sản ngân hàng

Cho vay khách hàng Tài sản thanh khoản Tài sản cố định và tài sản có khác

33.1

38.0

37.4

37.1

34.5

36.8

37.4

33.6

32.4

35.4

64.2

58.8

59.1

58.2

60.2

56.9

54.7

58.9

60.0

57.6

2005 2006 2007 2008 2009 2010 2011 2012 2013 2014

Hình 4.3. Tỷ trọng danh mục tài sản ngân hàng Việt Nam giai đoạn 2005 – 2014

Nguồn: Tính toán từ báo cáo tài chính của các ngân hàng thương mại Việt Nam

Cuối cùng, đại lượng tương tác của vốn hóa ngân hàng và lãi suất ngắn hạn là dương và không có ý nghĩa thống kê khi vốn hóa được sử dụng như là đặc điểm duy nhất trong mô hình (cột 3), hay khi kết hợp với đặc điểm thanh khoản (cột 6). Tuy nhiên, khi có sự xuất hiện của đặc điểm quy mô, hệ số tương tác của vốn hóa và lãi suất ngắn hạn trở nên dương và có ý nghĩa ở mức 10% (cột 5) và 5% (cột 7). Dấu dương của hệ số tương tác đúng như kỳ vọng ban đầu, hàm ý rằng các ngân hàng có nguồn vốn yếu kém sẽ giảm mức cung tín dụng của họ nhiều hơn so với các ngân hàng có nguồn vốn tốt sau một sự thắt chặt tiền tệ, do khả năng hạn chế của họ trong việc tiếp cận với các nguồn vốn phi tiền gửi (Peek và Rosengren, 1995; Kishan và

Opiela, 2000, 2006). Nhìn chung, các bằng chứng cho thấy đặc điểm vốn hóa thì không quan trọng trong việc phân biệt các phản ứng của ngân hàng đối với những thay đổi trong chính sách tiền tệ như là đặc điểm quy mô vì đại lượng tương tác của vốn hóa và lãi suất ngắn hạn chỉ có ý nghĩa thống kê khi có sự xuất hiện của đặc điểm quy mô ngân hàng trong mô hình. Điều này phù hợp với các kết quả được báo cáo bởi Ehrmann và cộng sự (2003) cho các quốc gia Tây Âu, nhưng không phù hợp với Altunbas và cộng sự (2002) và Gambacorta (2005), họ đã tìm thấy một vai trò quan trọng của vốn hóa.

Gambacorta (2005) lập luận rằng tỷ số vốn trên tài sản được sử dụng rộng rãi để tính mức vốn hóa của một ngân hàng có thể là một cách tính không chính xác do các ràng buộc về vốn mà ngân hàng phải đối mặt khi tuân theo tiêu chuẩn Basel. Theo Gambacorta (2005), chỉ số vốn hóa nên được tính toán như là số vốn mà ngân hàng nắm giữ vượt mức tối thiểu cần thiết để đáp ứng các tiêu chuẩn về quy định an toàn tương ứng với từng quốc gia. Tại Việt Nam, Ngân hàng Nhà nước quy định mức vốn pháp định áp dụng cho các NHTM nhà nước và các NHTM cổ phần lần lượt là 3,000 tỷ đồng và 1,000 tỷ đồng vào năm 2008; và đến năm 2010, Ngân hàng Nhà nước áp dụng mức vốn pháp định là 3,000 tỷ đồng cho cả hai đối tượng trên (theo Nghị Định số 141/2006/NĐ-CP). Tuy nhiên, quá trình tăng vốn theo quy định của các ngân hàng thương mại đã gặp phải không ít khó khăn, một phần do hoạt động yếu kém của thị trường chứng khoán, một phần do sự gia tăng việc phát hành cổ phiếu của một loạt ngân hàng muốn tăng vốn đồng thời. Điều này khiến cho mức vốn của phần lớn ngân hàng không có sự vượt trội đáng kể so với quy định trong suốt thời kỳ nghiên cứu, thậm chí có một số ngân hàng đã không thể đáp ứng được mức vốn theo quy định. Vì vậy, việc xác định chính xác số vốn ngân hàng vượt trội hơn so với quy định gần như không khả thi tại Việt Nam. Hơn nữa, Matousek và Sarantis (2009) đã từng áp dụng cách tính trên ở các quốc gia thuộc khu vực Trung Âu và Đông Âu, kết quả cho thấy cách tính của Gambacorta (2005) không mang lại sự khác biệt so với cách tính truyền thống khi dấu và mức ý nghĩa của các hệ số tương tác của những thay đổi lãi suất với vốn hóa, về cơ bản vẫn không thay đổi. Do đó kết quả của vốn hóa dường như không

liên quan đến các cách đo lường vốn hóa, vì thế chúng tôi không tiến hành kiểm tra lại kết quả cho chỉ số vốn hóa theo định nghĩa của Gambacorta (2005).

Các bằng chứng về vốn hóa còn yếu có thể là do tỷ lệ tăng trưởng nguồn vốn của các ngân hàng không tương xứng với tỷ lệ tăng trưởng của tổng tài sản ngân hàng, vốn phụ thuộc vào kết quả hoạt động kinh doanh như huy động vốn, cho vay, đầu tư,… của các ngân hàng. Nhìn chung, các ngân hàng có vốn hóa cao chưa hẳn sẽ có đủ khả năng phòng vệ trước các cú sốc tiền tệ, đó có thể là những ngân hàng nhỏ, mới thành lập, mới sáp nhập hoặc mới tái cơ cấu, do có nguồn vốn thấp nên chịu áp lực tăng vốn điều lệ để đạt đến mức vốn pháp định như quy định (xem Bảng 4.2), trong khi hiệu quả hoạt động kinh doanh của các ngân hàng này lại kém phát triển hơn, tốc độ tăng trưởng của tổng tài sản thì chậm hơn. Chính áp lực tăng vốn điều lệ theo quy định như thế đã dẫn đến tốc độ tăng trưởng nguồn vốn cao hơn tốc độ tăng trưởng tài sản, tạo ra một mức vốn hóa tương đối cao ở các ngân hàng này. Do đó, phát hiện của chúng tôi về vai trò của vốn hóa trong việc phân biệt phản ứng của tín dụng ngân hàng đối với những thay đổi trong chính sách tiền tệ chỉ có ý nghĩa khi có sự xuất hiện của quy mô ngân hàng, hàm ý rằng chỉ có các ngân hàng có vốn hóa cao đi kèm với một sự tăng trưởng tương ứng về mặt quy mô, thì mới có đủ khả năng phòng vệ trước các cú sốc chính sách tiền tệ.

Bảng 4.2. Mức vốn pháp định cho các tổ chức tín dụng ở Việt Nam

Các tổ chức tín dụng

Mức vốn pháp định

2008

2010

Ngân hàng thương mại nhà nước

3,000 tỷ VND

3,000 tỷ VND

Ngân hàng thương mại cổ phần

1,000 tỷ VND

3,000 tỷ VND

Ngân hàng liên doanh

1,000 tỷ VND

3,000 tỷ VND

Ngân hàng nước ngoài

1,000 tỷ VND

3,000 tỷ VND

Chi nhánh ngân hàng nước ngoài

15 triệu USD

15 triệu USD

Nguồn: Ngân hàng Nhà nước

Hình 4.4 cho thấy mối quan hệ giữa nguồn vốn và mức vốn hóa của các ngân hàng thương mại Việt Nam trong năm 2011. Sau khi Nghị Định số 10/2011/NĐ-CP

Mối quan hệ giữa nguồn vốn và mức vốn hóa ngân hàng

35,000,000

0.4

30,000,000

0.35

25,000,000 0.3

0.25

20,000,000

0.2

15,000,000

0.15

10,000,000

0.1

5,000,000

0.05

0

0

Nguồn vốn

Mức vốn hóa

về việc kéo dài thời hạn nâng vốn pháp định của các ngân hàng thương mại lên 3,000 tỷ đồng hết hiệu lực vào ngày 31/12/2011. Các ngân hàng có nguồn vốn thấp như PGBank, NamABank, MHB, NCB, VietCapitalBank, Saigonbank,… chịu áp lực tăng vốn nên có mức vốn hóa tương đối cao hơn hẳn so với các ngân hàng có nguồn vốn lớn như Agribank, Vietcombank, VietinBank, BIDV,… Thậm chí, MDB có nguồn vốn tương đối thấp (khoảng 3,882 tỷ vào năm 2011) nhưng lại có mức vốn hóa cao nhất so với các ngân hàng trong mẫu nghiên cứu (khoảng 37.91%). Điều này cho thấy vốn hóa ngân hàng dường như không phải là một chỉ số tối ưu để đánh giá sức mạnh tài chính của các ngân hàng ở Việt Nam.

Agribank

Vietcombank VietinBank

BIDV

Eximbank Sacombank Techcombank

ACB SCB MB

MaritimeBank

VIB

VPBank

SHB

DongABank SeABank ABBank OceanBank SouthernBank

MDB OCB

VietABank HDBank KienLongBank Saigonbank VietCapitalBank

NCB MHB

NamABank

PGBank

Hình 4.4. Mối quan hệ giữa nguồn vốn và mức vốn hóa ngân hàng năm 2011

Nguồn: Tính toán từ báo cáo tài chính của các ngân hàng thương mại Việt Nam

Như vậy, đến đây chúng tôi có thể kết luận rằng quy mô và vốn hóa ngân hàng có vai trò quan trọng trong việc phân biệt phản ứng của tín dụng ngân hàng đối với những thay đổi trong chính sách tiền tệ (mặc dù các bằng chứng về vốn hóa còn yếu), trong khi đó, vai trò của thanh khoản thì không quan trọng. Điều này cho thấy trước một cú sốc tiền tệ thắt chặt làm giảm dự trữ và tiền gửi của hệ thống ngân hàng, các ngân hàng lớn và vốn hóa cao do ít gặp phải vấn đề bất cân xứng thông tin hơn các

ngân hàng nhỏ và vốn hóa thấp, nên sẽ có nhiều khả năng hơn để tiếp cận với các nguồn vốn bên ngoài (các nguồn vốn phi tiền gửi, chẳng hạn như phát hành các công cụ nợ và cổ phiếu) với chi phí thấp để bù đắp lượng giảm xuống của tiền gửi, do đó, không làm ảnh hưởng đến khả năng cấp tín dụng của họ. Trong khi đó, các ngân hàng nhỏ và vốn hóa thấp không thể làm điều tương tự nên buộc phải giảm cung tín dụng trước các cú sốc tiền tệ thắt chặt. Điều này cho thấy chính sách tiền tệ có tác động đáng kể đến cung tín dụng qua các ngân hàng nhỏ và vốn hóa thấp, hàm ý rằng kênh cho vay ngân hàng hoạt động khá hiệu quả ở Việt Nam, cũng như khẳng định vai trò quan trọng của các ngân hàng trong quá trình truyền dẫn chính sách tiền tệ tại Việt Nam.

Các kết quả trong Bảng 4.1 còn cho thấy rằng các hệ số của đại lượng tương tác giữa các đặc điểm đặc trưng ngân hàng và độ trễ bậc 1 của lãi suất ngắn hạn thì không có ý nghĩa thống kê trong tất cả các ước lượng bất luận đặc điểm ngân hàng nào được sử dụng (cột 1 – cột 7), điều này hàm ý rằng các tác động phân phối của chính sách tiền tệ đến tín dụng ngân hàng thông qua các đặc điểm đặc trưng ngân hàng chỉ tồn tại trong năm hiện tại. Phát hiện này giúp củng cố thêm các bằng chứng về vai trò quan trọng của các đặc điểm đặc trưng ngân hàng (quy mô và vốn hóa) trong việc đẩy nhanh tốc độ truyền dẫn chính sách tiền tệ tại Việt Nam.

Kiểm định độ chệch lựa chọn:

Một vấn đề quan trọng cần được xem xét đến đó là có một số lượng ngân hàng đáng kể đã gia nhập và một số khác thì rời khỏi ngành ngân hàng trong suốt thời kỳ nghiên cứu, cũng như các hạn chế về mặt công bố và thu thập số liệu, điều này làm cho chúng tôi phải sử dụng một bảng dữ liệu không cân đối (unbalanced panel). Như Verbeek và Nijman (1992) đã chỉ ra, các ước lượng tham số dựa trên bảng không cân đối có thể dẫn đến độ chệch lựa chọn (selection bias), do việc lựa chọn các quan sát hay do sự tương quan giữa các tác động ngẫu nhiên trong mô hình và trong quá trình lựa chọn. Bài nghiên cứu của chúng tôi chủ yếu đề cập đến hành vi vĩ mô của toàn bộ ngân hàng ở Việt Nam. Do đó, thành phần của ngành ngân hàng sẽ không có tác

Download pdf, tải về file docx

Bài viết tương tự

Gửi tin nhắn

Home | Contact | About | Terms | Privacy policy
© 2022 Tailieuthamkhao.com | all rights reserved

Trang chủ Tài liệu miễn phí Thư viện số