đối trọng. Nghiên cứu của (Gorton & Rosen, 1995) cho thấy các NH có xu hướng sử dụng GDPS khi có rủi ro quá mức. Khi chính sách của Chính phủ làm giảm các biến động giá, các rủi ro ở mức chấp nhận được sẽ làm giảm nhu cầu GDPS.
Các kết quả chính của các nghiên cứu trước đây ủng hộ quan điểm rằng các GDPS tài chính được sử dụng để phòng ngừa rủi ro lãi suất và tỷ giá. Kết quả chỉ ra rằng NH có mức rủi ro (lãi suất, tỷ giá) cao, nhiều khả năng sử dụng các CCPS hơn để quản trị rủi ro.
So sánh với nghiên cứu trước được đề cập trong phần tổng quan tài liệu. Những phát hiện của nghiên cứu đồng ý với Brewer & cộng sự (2000) là tìm thấy một mối tương quan thuận giữa rủi ro biến động giá (lãi suất và tỷ giá) và doanh số GDPS của các tổ chức tiết kiệm và cho vay.
H3: Có mối quan hệ thuận chiều giữa biến động tỷ giá với doanh số phái sinh của NHTM VN
H4: Có mối quan hệ thuận chiều giữa biến động lãi suất với doanh số phái sinh của NHTM VN
Bảng 3.21: Danh sách các biến sử dụng trong mô hình nghiên cứu
Định nghĩa | Dấu kỳ vọng | Cơ sở lý thuyết nghiên cứu | |
Biến phụ thuộc: | |||
LN(TRD) | Logarithm của Doanh số GDPS | ||
Các biến độc lập: | Tác giả | ||
1. Falko Fecht & Hendrik Hakenes | |||
2006. | |||
LIQ | Thanh khoản của NH: được tính bằng Tài sản ngắn hạn/ Nợ ngắn hạn | - | 2. Wolf Wagner 2005 3. Con Keating & Barry Marshall, 2010. 4. Walaa Ismael Alnassar & Othman Bin Chin 2015 |
5. Chordia, T., Roll, R., & | |||
Subrahmanyam, A. (2000) | |||
SIZE | Quy mô NH: được tính bằng Logarithm của Tổng tài sản của NH | + | 1. Shyu Y. and A. Reichert, 2002. 2. Andres Rivas, Felice Policastro & Teofilo Ozuna 2010. |
Có thể bạn quan tâm!
-
Giá Trị Hợp Đồng Và Giá Trị Ghi Sổ Gdps Của Các Nhtm Việt Nam -
Giá Trị Hợp Đồng Gdhđ Tại Các Nhtm Việt Nam. -
Tỷ Trọng Lợi Nhuận Từ Các Gdps Trên Tổng Lợi Nhuận Tại Các Nhtm Việt Nam -
Mô Hình Các Nhân Tố Ảnh Hưởng Đến Phát Triển Gdps Tại Các Nhtm -
Thiết Kế Bảng Câu Hỏi Chính Thức -
Thống Kê Mẫu Về Đặc Điểm Của Các Đối Tượng Tham Gia Khảo Sát
Xem toàn bộ 208 trang tài liệu này.
Định nghĩa | Dấu kỳ vọng | Cơ sở lý thuyết nghiên cứu | |
3. B. Charumathi 2009. 4. Jayadev M, 2007 5. Gunther, J.W., & Siems, T.F., (1996), | |||
1. Katie Hundman, 1998 | |||
2. Andres Rivas, Teofilo Ozuna, | |||
Độ biến động tỷ giá: được | Felice Policastro, 2006. | ||
tính bằng trị tuyệt đối của | 3. Yu-Kyung Kim, Freshia Mugo- | ||
Abs(EXR) | (Tỷ giá bình quân liên +NH năm sau – Tỷ giá bình quân | + | Waweru, 2009. 4. Comptroller of the Currency |
liên NH năm trước)/ Tỷ giá | Administrator of National Banks, 2012 | ||
bình quân liên NH năm trước. | 5. Jongmoo Jay Choi - Elyas | ||
Elyasiani, 1997. | |||
6. Engel, C. & Hamilton, J.D., 1989. | |||
Abs(IRT) | Độ biến động lãi suất: được tính bằng trị tuyệt đối của (Lãi suất cơ bản bình quân năm sau – Lãi suất cơ bản bình quân năm trước)/ Lãi suất cơ bản bình quân năm trước. | + | 1. Katie Hundman, 1998. 2. Andres Rivas, Teofilo Ozuna, Felice Policastro, 2006. 3. Yu-Kyung Kim, Freshia Mugo- Waweru, 2009. 4. Comptroller of the Currency |
Administrator of National Banks, 2012 | |||
5. Jongmoo Jay Choi - Elyas | |||
Elyasiani, 1997 | |||
6. Soretha Beets, 2004 |
3.2.3.3 Kết quả phân tích các nhân tố ảnh hưởng đến doanh số GDPS tại các NHTM Việt Nam.
Trước tiên chạy mô hình FE để so sánh FE với Pool OLS, dùng kiểm định F, Kết quả kiểm định ở phụ lục 3 có giá trị P-value của F< 0.05 do đó có thể thấy mô hình FE phù hợp hơn Pool OLS. Tiếp theo, chạy mô hình RE, để so sánh RE với Pool OLS, Xttest0 có P-value < 0.05 do đó mô hình RE phù hợp hơn Pool OLS.
Kiểm định Breusch-Pagan:
Đây là kiểm định giúp chúng ta lựa chọn xem sử dụng mô hình phân tích hồi quy RE hay Pooled OLS phù hợp hơn. Nếu giá trị P-value kiểm định <0.05 thì lựa chọn mô hình phân tích hồi quy RE để phân tích dữ liệu, nếu P-value >0.05 thì ngược lại chúng ta lựa chọn mô hình Pooled OLS để phân tích. Kết quả kiểm định ở phụ lục 4 cho thấy mô hình RE là phù hợp.
Kiểm định Hausman:
Kiểm định Hausman sẽ giúp chúng ta lựa chọn mô hình phân tích phù hợp hơn giữa mô hình phân tích hồi quy RE và mô hình phân tích hồi quy FE. Với kiểm định này, nếu giá trị P-value < 0.05 thì mô hình phân tích hồi quy FE là phù hợp và ngược lại mô hình phân tích hồi quy RE sẽ được lựa chọn nếu P-value >0.05. Kết quả kiểm định thu được tại phụ lục 5 cho thấy mô hình phân tích hồi quy RE là phù hợp hơn với giá trị P-value thu được là 0.3590.
Kết quả P-value của kiểm định Hausmant = 0.3590> 0.05, do đó mô hình RE phù hợp hơn mô hình FE.
Bảng 3.22: Ma trận tương quan giữa các biến độc lập
LIQ | SIZE | Abs(EXR) | Abs(IRT) | |
LIQ | 1.0000 | |||
SIZE | 0.2649 | 1.0000 | ||
Abs(EXR) | 0.0566 | 0.1291 | 1.0000 | |
Abs(IRT) | 0.2081 | 0.1733 | 0.1235 | 1.0000 |
Phân tích và kiểm định trên mô hình RE: Với mô hình RE sẽ không cần kiểm định phương sai thay đổi (không tồn tại phương sai thay đổi trong mô hình RE), tác giả chỉ kiểm định hiện tượng tự tương quan và hiện tượng đa cộng tuyến, kết quả thu được ở phụ lục 6.
Kiểm định hiện tượng tự tương quan: giá trị P-value = 0.0000 < 0.05 nên có tồn tại hiện tượng tự tương quan trong mô hình phân tích hồi quy RE.
Kiểm định hiện tượng đa cộng tuyến: Hệ số phóng đại phương sai VIF rất nhỏ (< 10) cho thấy các biến độc lập này không có quan hệ chặt chẽ với nhau nên ta có thể yên tâm là không tồn tại hiện tượng đa cộng tuyến trong mô hình. Do đó, mối quan hệ giữa các biến độc lập không ảnh hưởng đáng kể đến kết quả giải thích của mô hình phân tích.
Bảng 3.23: Bảng hệ số phóng đại phương sai
VIF | 1/VIF | |
LIQ | 1.11 | 0.902683 |
SIZE | 1.10 | 0.904992 |
Abs(EXR) | 1.07 | 0.932062 |
Abs(IRT) | 1.03 | 0.972748 |
Mean VIF | 1.08 |
Dựa vào hai bảng trên ta thấy hệ số tương quan thể hiện mối quan hệ giữa hai biến độc lập bất kỳ là thấp và Hệ số phóng đại phương sai VIF (Variance inflation factor - VIF) rất nhỏ (< 10) cho thấy các biến độc lập này không có quan hệ chặt chẽ với nhau nên ta có thể yên tâm là không có hiện tượng đa cộng tuyến xảy ra trong mô hình. Do đó, mối quan hệ giữa các biến độc lập không ảnh hưởng đáng kể đến kết quả giải thích của mô hình.
Như vậy, chúng ta chỉ cần tìm giải pháp khắc phục hiện tượng tự tương quan của mô hình phân tích hồi quy RE. Hiệu chỉnh mô hình bằng cách sử dụng công cụ hiệu chỉnh hồi quy sai số chuẩn mạnh (Robust standard errors) trong STATA. Kết quả kiểm định mô hình được thể hiện theo bảng dưới đây:
Để kiểm tra mô hình có hiện tượng đa cộng tuyến hay không, tác giả kiểm tra mối quan hệ tương quan giữa các biến độc lập bằng cách sử dụng các công cụ trong STATA (Correlate và VIF). Kết quả thu được như sau:
Tiếp theo, luận án sẽ phân tích kết quả kiểm định mô hình hồi quy tuyến tính bội. Kết quả kiểm định mô hình được thể hiện theo bảng dưới đây:
Bảng 3.24: Kết quả kiểm định mô hình hồi quy tuyết tính bội
Hệ số hồi quy | Robust Std. Err. | z | P>|z| | [95% Conf. | Interval] | |
LNTRD | ||||||
LQ | -5.356615 | 1.610807 | -3.33 | 0.001 | -8.513738 | -2.199492 |
SIZE | 1.129447 | .1242001 | 9.09 | 0.000 | .8860195 | 1.372875 |
absEXR | 10.4373 | 4.895505 | 2.13 | 0.033 | .8422896 | 20.03232 |
absIRT | 3.711326 | 1.833355 | 2.02 | 0.043 | .1180166 | 7.304636 |
Cons | -4.032041 | 2.481342 | -1.62 | 0.104 | -8.895382 | .8313002 |
Number of obs = 161 Wald chi2(4) = 92.4 Prob > chi2= 0.0000 | ||||||
Nguồn: Kết quả nghiên cứu của tác giả, 2016.
Từ kết quả trên, ta thấy cả bốn biến thanh khoản, quy mô NH, độ biến động tỷ giá, độ biến động lãi suất đều có ý nghĩa ở mức tin cậy lớn hơn 95% (P>/z/ < 0.05) và các hệ số hồi quy đều có dấu kỳ vọng đúng như dự đoán ban đầu. Điều đó có nghĩa là cả bốn biến độc lập đều có ảnh hưởng khá chặt chẽ đến biến phụ thuộc (doanh số giao dịch phái sinh). Phương trình hồi quy tuyến tính dựa trên kết quả phân tích hồi quy tuyến tính bội như sau:
LN(TRD) = - 4.0320 + (- 5.3566)LQ + 1.1294 SIZE + 10.4373 abs(EXR) + 3.7113 abs(IRT)
Trong 04 biến độc lập của mô hình thì biến độ biến động tỷ giá có tác động nhiều nhất lên Doanh số phái sinh, tiếp theo là biến thanh khoản của ngân hàng, biến độ biến động lãi suất và cuối cùng là biến quy mô ngân hàng. Biến thanh khoản của ngân hàng là biến duy nhất có mối quan hệ ngược chiều với Doanh số phái sinh, ba biến còn lại là quy mô ngân hàng, độ biến động tỷ giá, độ biến động lãi suất có mối quan hệ cùng chiều với Doanh số phái sinh. Chúng ta cùng đi chi tiết về mối quan hệ giữa các biến độc lập với biến Doanh số phái sinh để thấy được hết ý nghĩa kinh tế trong mô hình của các biến:
Độ biến động tỷ giá: Chúng ta kỳ vọng độ biến động tỷ giá sẽ có tác động cùng chiều lên Doanh số phái sinh của các ngân hàng và kết quả phân tích mô hình hồi quy tuyến tính đã cho chúng ta thấy mối tương quan chặt chẽ giữa hai biến này và biến động tỷ giá là biến có tác động lớn nhất đến Doanh số phái sinh. Khi tỷ giá biến động 1% thì Doanh số phái sinh biến động 10.4373%. Kết quả này cũng phù hợp với lý thuyết và thực tiễn hoạt động ngân hàng: độ biến động tỷ giá có tác động lớn đến doanh số phái sinh, khi tỷ giá có biến động càng lớn thì các doanh nghiệp, các ngân hàng càng sử dụng nhiều công cụ phái sinh để bảo hộ rủi ro tỷ giá trong hoạt động kinh doanh của mình.
Thanh khoản của ngân hàng: Thanh khoản của ngân hàng được kỳ vọng có quan hệ ngược chiều với Doanh số phái sinh, khi thanh khoản ngân hàng giảm thì Doanh số phái sinh được kỳ vọng tăng. Kết quả mô hình hồi quy tuyến tính cũng đã mang lại cho chúng ta kết quả giống như lý thuyết đã đề cập và đúng với thực tế hoạt động của các ngân hàng: khi thanh khoản của ngân hàng (Tài sản ngắn hạn/Nợ ngắn hạn) giảm 1% thì Doanh số phái sinh tăng 5.3566%.
Quy mô ngân hàng: Quy mô ngân hàng càng lớn thì hoạt động phái sinh càng phát triển và theo đó doanh số phái sinh càng cao. Trong phần lý thuyết chúng ta cũng đã trình bày về mối quan hệ cùng chiều của Quy mô ngân hàng và Doanh số phái sinh, theo đó dấu kỳ vọng trong mô hình hồi quy của hai biến này là (+). Kết quả hồi quy
tuyến tính đã cho chúng ta kết quả như mong muốn: khi quy mô ngân hàng (Tổng tài sản) tăng 1% thì Doanh số phái sinh tăng 1.1294%.
Độ biến động lãi suất: Tương tự như độ biến động tỷ giá, chúng ta kỳ vọng rằng độ biến động tỷ giá có tác động cùng chiều lên Doanh số phái sinh, khi độ biến động tỷ giá càng lớn thì doanh số phái sinh càng tăng. Kết quả mô hình hồi quy tuyến tính cũng đã giải thích được mối quan hệ cùng chiều giữa hai biến này: khi lãi suất tăng 1% thì Doanh số phái sinh của biến động tăng 3.7133%.
3.2.4. Đánh giá thực trạng GDPS tại các NHTM Việt Nam
3.2.4.1. Những kết quả đạt được
a.“Góp phần phổ biến CCPS cho DN trong nước
Doanh số GDKH của NH tăng dần qua các năm từ khi ra đời đến nay, chứng tỏ giao dịch ngoại tệ kỳ hạn rất cần thiết đối với hoạt động kinh doanh của DN và việc vận dụng GDKH của NH cũng rất hiệu quả. Góp phần giúp NH và các DN phòng ngừa rủi ro ngoại hối một cách hiệu quả đồng thời tạo thêm một kênh cung cấp ngoại tệ với rủi ro tỷ giá đã được bảo hiểm, giúp các DN nhập khẩu chủ động nguồn ngoại tệ để thanh toán hàng nhập khẩu với chi phí cố định trước.
Về GDHĐ, kết quả bước đầu rất khả quan, điều này có thể nhận thấy thông qua doanh số giao dịch được thực hiện khá qua các năm gần đây, tạo thêm một kênh cung ứng tiền hiệu quả, giúp NHNN bơm tiền cho NH khi NH thiếu vốn VND trong khi thừa ngoại tệ đồng thời giúp NH có một công cụ để kinh doanh và phòng ngừa rủi ro tỷ giá, lãi suất khi thực hiện các GDHĐ với NH nước ngoài.
Bằng việc cung cấp các GDPS cho KH để thu về lợi nhuận, các NHTM Việt Nam đã đưa các CCPS lại gần hơn với các DN Việt Nam. “So với những ngày đầu mới du nhập vào Việt Nam, hiện nay các CCPS đã được nhiều DN sử dụng hơn để phòng ngừa rủi ro tỷ giá. Trong đó, hoán đổi tỷ giá là một công cụ được ưa chuộng hơn kỳ hạn. Tuy tỷ trọng mua bán kỳ hạn và hoán đổi với tổng giao dịch mua bán ngoại tệ những năm gần đây gần như tăng không đáng kể, trung bình 1% so với năm trước, nhưng do tốc độ phát triển nhanh chóng của các giao dịch ngoại tệ trên thị trường ngoại hối, có thể thấy, mức độ sử dụng hai công cụ này đã tăng lên tương đối.
Là những tổ chức tiên phong trong việc sử dụng và kinh doanh các hợp đồng phái sinh, các NHTM Việt Nam đã và đang làm tốt vai trò của mình, giúp các DN biết cách sử dụng CCPS để phòng ngừa rủi ro và kiếm lợi cho chính mình.”
b. Tăng cạnh tranh giữa các NH, thúc đẩy hoạt động NHTM phát triển
Việt Nam bước vào thời kỳ hội nhập kinh tế, không chỉ các DN mà các NH cũng cạnh tranh nhau rất gắt gao. “BIDV là NH đầu tiên ở Việt Nam cung cấp HĐHĐ lãi suất.
Một thời gian sau, một loạt các NH cùng cung cấp loại hợp đồng này, trong đó có cả NH cổ phần. Cũng như thế, Vietcombank tiên phong sử dụng và cung ứng HĐQC, và bây giờ Vietcombank không phải NH duy nhất ở Việt Nam cung ứng loại hình dịch vụ này. Điều này có nghĩa là, các NH đã, đang và sẽ học hỏi ở nhau để cung ứng các loại hình dịch vụ thích hợp, tăng tính cạnh tranh cho riêng mình. Các hoạt động của NHTM không còn đơn thuần xoay quanh hai nghiệp vụ chủ yếu là huy động vốn và tín dụng nữa,” giờ đây có thêm các hoạt động xung quanh NVPS trong NH.
c. Phòng ngừa rủi ro cho NHTM, DN, bình ổn nền kinh tế
Trong những năm khủng hoảng kinh tế trầm trọng như 2007, 2008, 2009, có thể thấy “các NH đứng trước những thách thức rất lớn về rủi ro lãi suất cũng như tỉ giá. Nhờ sử dụng các loại CCPS trên thị trường quốc tế, cũng như cung cấp các dịch vụ phái sinh trong nước, NHTM đã tự giúp cho bản thân mình cũng như các DN phòng ngừa những rủi ro biến động không mong muốn.
Các NHTM Việt Nam cũng đã linh động tham gia vào hoạt động phái sinh quốc tế để tự bảo hiểm rủi ro cho mình. Do các hoạt động phái sinh ở Việt Nam mới dừng lại ở việc phòng ngừa rủi ro và kinh doanh lấy lãi, cho nên sẽ không gây ra những hậu quả khủng hoảng như nền kinh tế Mỹ. Bằng việc cung cấp các công cụ tự phòng ngừa cho mình và cho DN, NHTM đã bắt đầu phát huy vai trò của CCPS, giúp bình ổn, bảo vệ nền kinh tế.”
3.2.4.2 Những hạn chế và nguyên nhân
a. Hạn chế
Sau hơn mười năm đưa vào áp dụng các CCPS trên thị trường tài chính, “các GDPS cũng đã đạt được những thành quả đáng khích lệ, tuy nhiên so với thời điểm ban đầu thì TTPS Việt Nam vẫn “chưa đạt được bước tiến nào nổi bật, trong khi các CCPS được áp dụng rất phổ biến và phát huy tác dụng ở các nền kinh tế phát triển.” Sự hạn chế về mức độ phát triển của thị trường các CCPS ở nước ta thể hiện ở nhiều khía cạnh.
Thứ nhất, đối tượng tham gia thị trường các CCPS là rất ít. “ Hoạt động phòng ngừa rủi ro thông qua các CCPS chỉ có thể được tiến hành một cách sôi động khi có nhiều chủ thể tham gia trên thị trường với sự đa dạng về nhu cầu. Các NH sẽ là những trung gian dàn xếp để đáp ứng các nhu cầu đa dạng đó theo nguyên tắc thương mại và
thị trường.” Trên thực tế, những GDKH hay quyền chọn về ngoại hối (USD - VND) được hực hiện trên thị trường lâu nay thường chỉ là những giao dịch “lách luật” để “thực hiện mua bán USD theo tỷ giá vượt trần quy định của NHNN mà thực chất chưa phải là những GDPS hoặc nếu có thì cũng chỉ là giao dịch một vế giữa NH - người bán và NH - người mua mà không có vế ngược lại, và khi đó NH sẽ chấp nhận rủi ro trạng thái ngoại hối mở (open position) mà không thực hiện giao dịch ngược vế với chủ thể khác để cân bằng trạng thái.” Những giao dịch như vậy thường là các KH bị thiệt thòi, bởi giá của giao dịch thường rất cao nên khối lượng giao dịch thực là rất hạn chế.
Thứ hai, quy mô các hợp đồng phái sinh vẫn còn nhỏ. “Hiện nay, tuy chưa có một số liệu thống kê chính xác về quy mô của các giao dịch sử dụng các công cụ quản lý rủi ro tài chính. Tuy nhiên, ta vẫn có thể hình dung được sự nhỏ bé của nó dựa trên thực tế là các giao dịch giao ngay vẫn đang đóng vai trò chủ đạo trong tổng số giao dịch của các DN và giữa DN với NH. Do mức độ giao dịch và khối lượng giao dịch còn nhỏ nên nhiều khi các NH phải từ chối giao kết các hợp đồng phái sinh với KH của mình do không đủ lượng để giao dịch từng lần với các KH đối tác ở nước ngoài (thường tối thiểu là 100.000 EUR/giao dịch).”
Thứ ba, các SPPS vẫn chưa xuất hiện đầy đủ tại Việt Nam. “Trên thị trường GDPS hàng hóa, sản phẩm GDHĐ vẫn chưa xuất hiện, còn trên thị trường GDPS tiền tệ, các sản phẩm GDTL cũng chưa được các NH áp dụng (hiện nay VCB đã cho ra mắt sản phẩm này nhưng chưa có hợp đồng ký kết). Thêm vào đó, việc triển khai các GDPS cũng tiến triển chậm chạp: từ năm 2004, NH Techcombank đã mở đầu trong việc làm trung gian trong giao dịch và phê của các công ty Việt Nam với sàn giao dịch London, đến năm 2008, qua hơn 3 năm, việc xúc tiến liên kết với các sàn giao dịch lớn khác của thế giới như SGD hàng hóa Chicago, SGD hàng hóa New York vẫn chưa được thực hiện mà mới chỉ nằm trên giấy tờ, có thể thấy tốc độ triển khai là rất chậm. Chứng khoán phái sinh phát triển khá khiêm tốn ở một số NH với doanh số chưa đáng kể so với doanh số nghiệp vụ truyền thống.”
b. Nguyên nhân
+ TTTC – tiền tệ Việt Nam còn rất hạn chế
TTTC Việt Nam còn kém phát triển và lạc hậu so với các nước trong khu vực. Làm cho các CCPS kém phát huy tác dụng. “Tại Việt Nam, các công cụ tài chính còn nghèo nàn về chủng loại và nhỏ bé về lượng giao dịch. Thị trường chứng khoán chưa thực sự hiệu quả, thông tin chưa minh bạch, hàng hóa trên thị trường còn chưa phong phú. Thị trường tiền tệ Việt Nam chưa gặp biến động lớn, lãi suất tương