mất khả năng thanh toán giữa hai nhóm NHTM nhà nước và NHTM cổ phần. Z-score bình quân cho nhóm NHTM cổ phần giai đoạn 2008-2017 là 23,6%, thấp hơn so với mức 26,26% của nhóm NHTM có sở hữu nhà nước.
4.4. Kết quả nghiên cứu thực nghiệm tác động của chính sách tiền tệ đến rủi ro mất khả năng thanh toán của các NHTM Việt Nam
4.4.1. Thống kê mô tả mẫu nghiên cứu và tương quan giữa các biến
Thống kê mô tả mẫu nghiên cứu
Kết quả thống kê mô tả đo lường các đại lượng đặc trưng đối với các biến nghiên cứu được thể hiện ở bảng 4.3.
Bảng 4.3. Kết quả thống kê mô tả
Số quan sát | Giá trị trung bình | Sai số chuẩn | Giá trị nhỏ nhất | Giá trị lớn nhất | |
ZSCORE | 300 | 23.98102 | 11.48096 | 1.32173 | 62.19548 |
MP_I1 | 300 | .0660692 | .0255972 | .04375 | .1183333 |
MP_I2 | 300 | .0854233 | .024424 | .06375 | .1333333 |
CR | 300 | .1962818 | .0859924 | .0885 | .3753 |
FXI | 300 | 1.036094 | .0333158 | .9913957 | 1.09083 |
INF | 300 | .08424 | .0690287 | .0063 | .2297 |
SM | 300 | .20431 | .0542346 | .12 | .298 |
INC | 300 | .0176324 | .0299349 | .0005517 | .3610977 |
GRO | 300 | .0600761 | .0052783 | .0524737 | .0681 |
LERNER | 300 | .296084 | .0839612 | .0214135 | .608538 |
Có thể bạn quan tâm!
-
Thực Trạng Tình Hình Kinh Tế Vĩ Mô Việt Nam Giai Đoạn 2008- 2017 -
Chất Lượng Thể Chế Việt Nam Giai Đoạn 2008- 2017 -
Thực Trạng Rủi Ro Mất Khả Năng Thanh Toán Của Các Nhtm Việt Nam -
Kết Quả Nghiên Cứu Tác Động Của Chính Sách Tiền Tệ Thông Qua Tăng Trưởng Tín Dụng Đến Rủi Ro Mất Khả Năng Thanh Toán Của Các Nhtm Việt Nam -
Tóm Tắt Kết Quả Nghiên Cứu Tác Động Chính Sách Tiền Tệ Đến Rủi Ro Mất Khả Năng Thanh Toán Của Các Nhtm Vn -
Nâng Cao Hiệu Quả Điều Hành Chính Sách Tiền Tệ Đối Với Nhnn Việt Nam
Xem toàn bộ 184 trang tài liệu này.
Nguồn: Kết quả tính toán từ phần mềm STATA 12.0
Bảng 4.3 trình bày thống kê mô tả các biến được sử dụng trong mô hình hồi quy các tác động của chính sách tiền tệ đến rủi ro mất khả năng thanh toán của các NHTM Việt Nam. Số liệu cho thấy có sự phân hóa và không đồng nhất giữa các ngân hàng trong mẫu, cụ thể như sau:
Rủi ro mất khả năng thanh toán (ZSCORE): kết quả thống kê mô tả cho thấy rủi ro mất khả năng thanh toán của ngân hàng đo lường thông qua chỉ số Z bình quân của 30 ngân hàng là 23,98, độ dao động của các giá trị còn lại xung quanh giá
trị trung bình khá cao khoảng 11,48; giá trị tỷ lệ này cao nhất là 62.19548 và thấp nhất là 1.32173. Điểm Z có thể được xem như sự đảo ngược của xác suất mất khả năng thanh toán của ngân hàng. Một giá trị cao hơn của Z-score cho thấy rủi ro mất khả năng thanh toán giảm, mức độ ổn định của ngân hàng cao hơn, ngược lại, một giá trị Z-score thấp hơn biểu thị mức độ rủi ro về phá sản cao hơn của ngân hàng. Ngân hàng có rủi ro mất khả năng thanh toán cao nhất là ngân hàng Tiền Phong vào năm 2016 với với chỉ số Z là là 1.32173, ngân hàng có mức độ rủi ro mất khả năng thanh toán thấp nhất là ngân hàng SCB năm 2008 với với chỉ số Z là 62.19548.
Mức độ cạnh tranh của NHTM (LERNER): Chỉ số Lerner giao động trong khoảng từ 0 đến 1, chỉ số Lerner càng nhỏ (gần bằng 0) thể hiện sức cạnh tranh càng thấp. Ngược lại, Lerner càng lớn (gần bằng 1) biểu thị sức mạnh mạnh cạnh tranh càng lớn. Kết quả thống kê mô tả cho thấy sức mạnh cạnh tranh của ngân hàng đo lường thông qua chỉ số Lerner bình quân của 30 ngân hàng là 0,30, độ dao động của các giá trị còn lại xung quanh giá trị trung bình khoảng 0,084.
Đa dạng hóa thu nhập (INC): được đo lường bằng tỷ lệ thu nhập ngoài lãi với tổng thu nhập hoạt động. Kết quả thống kê mô tả cho thấyquy mô bình quân của của 30 ngân hàng là 0,017, độ dao động của các giá trị còn lại xung quanh giá trị trung bình khoảng 1,73; giá trị tỷ lệ này cao nhất là 0,029 của ngân hàng Vietcombank năm 2016 và thấp nhất là 0,0005 của ngân hàng Kienlongbank năm 2010.
Lãi suất tái chiết khấu (MP-i1): Kết quả thống kê mô tả cho thấy lãi suất tái chiết khấu bình quân trong giai đoạn 2008- 2017 là 6,6%, độ dao động của các giá trị còn lại xung quanh giá trị trung bình khoảng 2,6%; giá trị tỷ lệ này cao nhất là 11,83% của năm 2011 và thấp nhất là 4,38% của năm 2017.
Lãi suất tái cấp vốn (MP-i2): Kết quả thống kê mô tả cho thấy lãi suất tái cấp vốn bình quân trong giai đoạn 2008- 2017 là 8,5%, độ dao động của các giá trị còn lại xung quanh giá trị trung bình khoảng 2,4%; giá trị tỷ lệ này thấp nhất là 6,37% của năm 2017 và cao nhất là 13,3% của năm 2011.
Tăng trưởng tín dụng (CR): Kết quả thống kê mô tả cho thấy mức tăng trưởng tín dụng của nền kinh tế bình quân trong giai đoạn 2008- 2017 là 19,6%, độ dao động của các giá trị còn lại xung quanh giá trị trung bình khoảng 8,6%; giá trị tỷ lệ này cao nhất là 37,53% của năm 2009 và thấp nhất là 8,85% của năm 2012.
Tăng trưởng dự trữ ngoại hối (FXI): Kết quả thống kê mô tả cho thấy tốc độ tăng trưởng của dự trữ ngoại hối bình quân trong giai đoạn 2008- 2017 là 3,6%, độ dao động của các giá trị còn lại xung quanh giá trị trung bình khoảng 3,3%; giá trị tỷ lệ này cao nhất là 9,08% của năm 2008 và thấp nhất là giảm 1% của năm 2012.
Tăng trưởng cung tiền M2 (SM): Kết quả thống kê mô tả cho thấy tốc độ tăng trưởng của cung tiền M2 bình quân trong giai đoạn 2008- 2017 là 20,4%, độ dao động của các giá trị còn lại xung quanh giá trị trung bình khoảng 5,4%; giá trị tỷ lệ này cao nhất là 29,8% của năm 2010 và thấp nhất là 12% của năm 2011.
Tỷ lệ lạm phát (INF): Kết quả thống kê mô tả cho thấy tỷ lệ lạm phát bình quân trong giai đoạn 2008- 2017 là 8,42%, độ dao động của các giá trị còn lại xung quanh giá trị trung bình khoảng 6,9%; giá trị tỷ lệ này cao nhất là 22,97% của năm 2008 và thấp nhất là 0,63% của năm 2015.
Tốc độ tăng trưởng kinh tế (GRO): tốc độ tăng trưởng bình quân năm trong giai đoạn 2008 – 2017 là 6%, trong đó tốc độ tăng trưởng cao nhất là 6,81% đạt được vào năm 2017, tốc độ tăng trưởng thấp nhất là 5,24% đạt được vào năm 2012.
Như vậy, kết quả ước lượng mô hình (1) cho thấy khi tỷ lệ vốn chủ sở hữu trên tổng tài sản gia tăng sẽ có tác động tích cực làm giảm rủi ro mất khả năng thanh toán của các NHTM trong mẫu nghiên cứu. Tác giả tiếp tục xem xét ảnh hưởng của vốn chủ sở hữu lên rủi ro mất khả năng thanh toán qua các năm trong giai đoạn 2010 – 2015 thông qua mô hình (2). Kết quả ước lượng mô hình (2) được trình bày trong bảng sau:
Ma trận hệ số tương quan
Mối tương quan giữa các biến trong mô hình được thể hiện qua ma trận hệ số tương quan ở bảng 4.4.
Bảng 4.4: Ma trận hệ số tương quan
ZSCORE | MP_I1 | MP_I2 | CR | FXI | INF | SM | INC | GRO | LERNER | INS | |
ZSCORE | 1.0000 | ||||||||||
MP_I1 | 0.1203 | 1.0000 | |||||||||
MP_I2 | 0.1222 | 0.9993 | 1.0000 | ||||||||
CR | 0.1430 | -0.2086 | -0.2082 | 1.0000 | |||||||
FXI | 0.1461 | 0.4627 | 0.4488 | 0.4813 | 1.0000 | ||||||
INF | 0.1978 | 0.8018 | 0.7976 | 0.1905 | 0.7298 | 1.0000 | |||||
SM | 0.0989 | -0.1787 | -0.1552 | 0.5685 | 0.0095 | 0.0182 | 1.0000 | ||||
INC | 0.0208 | -0.0653 | -0.0648 | -0.0955 | -0.1047 | -0.0958 | -0.0252 | 1.0000 | |||
GRO | -0.1095 | -0.3343 | -0.3555 | 0.0328 | 0.0562 | -0.2153 | -0.4937 | 0.0116 | 1.0000 | ||
LERNER | 0.1612 | 0.1462 | 0.1485 | 0.5026 | 0.4026 | 0.3208 | 0.3448 | -0.1788 | -0.1120 | 1.0000 | |
INS | 0.1925 | 0.4753 | 0.4744 | 0.7025 | 0.5432 | 0.6008 | 0.3699 | -0.1151 | -0.2282 | 0.5134 | 1.0000 |
Nguồn: Kết quả tính toán từ phần mềm STATA 12.0
Hệ số tương quan đo lường mức độ quan hệ tuyến tính giữa hai biến, không phân biệt biến này phụ thuộc vào biến kia. Dựa vào kết quả hồi quy, ma trận hệ số tương quan giữa các biến trong mô hình cho thấy hệ số tương quan của đa số các cặp biến độc lập trong mô hình đều nhỏ hơn 70%, tức là đa số các biến độc lập trong mô hình có tương quan với nhau thấp.
Cặp biến có hệ số tương quan khá cao là MP-I1 tương quan 99,93% với MP- I2; tương tự MP-I1 có tương quan 80% với INF và MP-I2 có tương quan 79,76% với INF do cặp đôi lãi suất tái chiết khấu và lãi suất tái cấp vốn được NHNN sử dụng đồng thời trong những năm gần đây nhằm mục tiêu điều tiết tài chính vĩ mô là ổn định lạm phát. Vì vậy, các kết quả nghiên cứu thực nghiệm dưới đây lần lượt xem xét tác động riêng lẽ của từng biến MP-I1 và MP-I2 tới rủi ro mất khả năng thanh toán của NHTM
4.4.2. Kết quả nghiên cứu tác động của chính sách tiền tệ thông qua lãi suất tái chiết khấu đến rủi ro mất khả năng thanh toán của các NHTM Việt Nam
Bảng 4.5. Kết quả ước lượng tác động của chính sách tiền tệ thông qua lãi suất tái chiết khấu đến rủi ro mất khả năng thanh toán của các NHTM Việt Nam:
(1) | (2) | |
L1.ZSCORE | 0.7332959*** | 0.7330487*** |
MP_I1 | -77.6337*** | |
MP_I1*INS | -136.0426*** | |
LERNER | -67.31281*** | -67.88617*** |
INC | -5.837649 | -6.101499 |
GRO | -4.069882 | 0.0312943 |
INF | 17.60018** | 18.33111** |
INS | 142.714*** | 150.1159*** |
AR (1) p-value | 0.000 | 0.000 |
AR (2) p-value | 0.430 | 0.420 |
Hansen p-value | 0.158 | 0.179 |
Number of groups | 30 | 30 |
Number of instruments | 12 | 12 |
Second stage F-test p- value | 0.000 | 0.000 |
*** có ý nghĩa thống kê ở mức 1%; ** có ý nghĩa thống kê ở mức 5%; * có ý nghĩa thống kê ở mức 10%
Nguồn: Kết quả tính toán từ phần mềm STATA 12.0
Kết quả ước lượng mô hình (1) và (2) bằng phương pháp SGMM cho thấy mô hình không tồn tại khuyết tật. Cụ thể, kiểm định sự tự tương quan của phần dư cho
thấy có tự tương quan bậc 1 (hệ số p-value của AR(1) nhỏ hơn mức ý nghĩa 5%) và không có tự tương quan bậc 2 (hệ số p-value của AR(2) lớn hơn mức ý nghĩa 5%). Kiểm định Hansen và Sargan đều có p-value lớn hơn mức ý nghĩa 5%, cho thấy mô hình và các biến đại diện sử dụng là phù hợp (Xem phụ lục 3). Bên cạnh đó một rằng buộc nữa đối với mô hình ước lượng bằng phương pháp SGMM là số biến công cụ phải nhỏ hơn số nhóm quan sát cũng được thỏa mãn.
Dựa vào bảng 4.5, kết quả ước lượng mô hình (1) và mô hình (2) bằng phương pháp SGMM cho thấy hệ số hồi quy của 5 biến: độ trễ của biến ZSCORE (L1), lãi suất tái chiết khấu (MP_I1), lãi suất tái chiết khấu dưới ảnh hưởng của chất lượng thể chế (MP_I1*INS), mức độ cạnh tranh (LERNER), chất lượng thể chế (INS) ảnh hưởng có ý nghĩa thống kê đến rủi ro mất khả năng thanh toán của các ngân hàng trong mẫu nghiên cứu tại mức ý nghĩa 1%; biến tỷ lệ lạm phát (INF) ảnh hưởng có ý nghĩa thống kê đến rủi ro mất khả năng thanh toán của các ngân hàng trong mẫu nghiên cứu tại mức ý nghĩa 5%. Hệ số hồi quy của các biến này khi ước lượng bằng phương pháp SGMM cũng phù hợp với kỳ vọng về dấu.
Kết quả ước lượng cho thấy, hệ số hồi quy của biến lãi suất tái chiết khấu (MP_I1) là -77 có ý nghĩa thống kê và mang giá trị âm. Điều này cho thấy khi lãi suất tái chiết khấu giảm sẽ làm tăng chỉ số Z, tức là rủi ro mất khả năng thanh toán giảm. Như vậy, kết quả nghiên cứu đã tìm thấy bằng chứng ủng hộ giả thuyết H1 là đúng. Giải thích cho kết quả này, có thể thấy lãi suất tái chiết khấu là lãi suất áp dụng khi NHNN tái cấp vốn cho các ngân hàng dưới hình thức chiết khấu thương phiếu hay giấy tờ có giá chưa đến hạn thanh toán của ngân hàng. Khi thực thi chính sách tiền tệ mở rộng bằng cách giảm lãi suất tái chiếu khấu, các NHTM trở nên dễ dàng khi tiếp cận với nguồn vốn hơn so với trước, rủi ro mất khả năng thanh toán giảm. Mặt khác, chính sách tiền tệ mở rộng thường áp dụng trong các thời kỳ suy thoái hoặc nhằm đạt mục tiêu tăng trưởng kinh tế thông qua kích cầu tiêu dùng từ đó gia tăng năng lực sản xuất cho nền kinh tế. Trong điều kiện chính sách vĩ mô kích thích tăng trưởng sẽ tác động tích cực giúp các doanh nghiệp cũng như các NHTM kinh doanh thuận lợi, lợi nhuận tăng lên và rủi ro mất khả năng thanh toán giảm xuống. Kết quả này phù hợp
với các nghiên cứu của Alessandri và Nelson (2015); Agur và Demertzis (2012); De Nicolò và cộng sự (2010).
Hệ số hồi quy của mức độ cạnh tranh của NHTM (LERNER) là -67 có ý nghĩa thống kê ở mức 1% và mang giá trị âm. Điều này cho thấy khi mức độ cạnh tranh của NHTM tăng lên sẽ làm giảm chỉ số Z, tức là rủi ro mất khả năng thanh toán tăng. Như vậy, kết quả nghiên cứu đã tìm thấy bằng chứng ủng hộ giả thuyết H1 là đúng. Giải thích cho kết quả này, có thể thấy khi mức độ cạnh tranh tăng lên khiến cho các ngân hàng gặp khó khăn trong việc kinh doanh, các ngân hàng một mặt buộc phải gia tăng lãi suất để cạnh tranh huy động vốn. Mặt khác, các ngân hàng lại phải nới lỏng các điều kiện cho vay để thu hút khách hàng. Điều này làm gia tăng rủi ro mất khả năng thanh toán của các ngân hàng. Kết quả này phù hợp với các nghiên cứu của Minghua Chen và cộng sự (2017).
Hệ số hồi quy của biến tỷ lệ lạm phát (INF) là 17 có ý nghĩa thống kê ở mức 5% và mang giá trị dương. Điều này cho thấy khi tỷ lệ lạm phát gia tăng sẽ làm gia tăng chỉ số Z, tức là rủi ro mất khả năng thanh toán giảm. Kết quả này không ủng hộ cho giả thuyết H8. Có thể giải thích việc thay đổi dấu kỳ vọng này là do khi lạm phát gia tăng, lãi suất tiền gửi gia tăng theo tương ứng và hấp dẫn tiền gửi của khu vực dân cư tăng thêm, đồng thời các hoạt động cho vay bị hạn chế do lãi suất cho vay cao, kết quả là rủi ro mất khả năng thanh toán của NHTM giảm xuống. Kết quả này phù hợp với các nghiên cứu của (Demirgüç-Kunt và Detragiache, 1998: Marcucci và Quagliariello, 2009).
Hệ số hồi quy biến tác động của lãi suất tái chiết khấu dưới ảnh hưởng của chất lượng thể chế (MP_I1*INS) là -136 ảnh hưởng có ý nghĩa thống kê đến rủi ro mất khả năng thanh toán của các ngân hàng trong mẫu nghiên cứu tại mức ý nghĩa 1% cho thấy khi chất lượng thể chế tăng lên, tác động của chính sách tiền tệ thông qua lãi suất tái chiết khấu đến rủi ro mất khả năng thanh toán của các NHTM Việt Nam sẽ tăng lên. Kết quả này cho thấy giả thuyết H9 là đúng. Nói cách khác, khi hiệu quả của việc thực thi hợp đồng và minh bạch thông tin của các thay đổi trên thị trường
đối với các ngân hàng, quy tắc luật pháp, tăng cường các quy định, chế tài chặt chẽ hơn, ổn định chính trị, kiểm soát tham nhũng được tăng cường, NHNN thực thi chính sách tiền tệ mở rộng làm rủi ro mất khả năng thanh toán của NHTM được giảm xuống nhiều hơn. Kết quả này phù hợp với kết quả của các nghiên cứu La Porta và cộng sự (1998) và Levine (1999); Barth và cộng sự (2004, 2008).
Như vậy, kết quả ước lượng mô hình (1) và (2) cho thấy kết quả nhất quán: khi NHNN thực thi chính sách tiền tệ mở rộng sẽ có tác động tích cực làm tăng khả năng thanh toáncủa các NHTM trong mẫu nghiên cứu. Ngoài ra, khi chất lượng thể chế tăng lên, tác động của chính sách tiền tệ thông qua lãi suất tái chiết khấu đến rủi ro mất khả năng thanh toán của các NHTM Việt Nam cũng tăng lên.
Tác giả tiếp tục xem xét ảnh hưởng của chính sách tiền tệ thông qua lãi suất tái cấp vốn tới rủi ro mất khả năng thanh toán của NHTM Việt Nam. Kết quả ước lượng được trình bày trong bảng sau:
4.4.3. Kết quả nghiên cứu tác động của chính sách tiền tệ thông qua lãi suất tái cấp vốn đến rủi ro mất khả năng thanh toán của các NHTM Việt Nam
Bảng 4.6. Kết quả ước lượng tác động của chính sách tiền tệ thông qua lãi suất tái cấp vốn đến rủi ro mất khả năng thanh toán của các NHTM Việt Nam:
(1) | (2) | |
L1.ZSCORE | 0.7333975*** | 0.73317*** |
MP_I2 | -76.60372*** | |
MP_I2INS | -135.118*** | |
LERNER | -65.30902*** | -65.94658*** |
INC | -5.213932 | -5.516252 |
GRO | -9.668521 | -6.166287 |
INF | 15.73444* | 16.51843* |
INS | 141.0092*** | 151.256*** |