0.000 | 0.000 | |
AR (2) p-value | 0.439 | 0.435 |
Hansen p-value | 0.127 | 0.147 |
Number of groups | 30 | 30 |
Number of instruments | 12 | 12 |
Second stage F-test p- value | 0.000 | 0.000 |
Có thể bạn quan tâm!
- 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 Thực Nghiệm Tác Động Của Chính Sách Tiền Tệ 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
- Tác động của chính sách tiền tệ tới rủi ro mất khả năng thanh toán tại các Ngân Hàng Thương Mại Việt Nam - 20
Xem toàn bộ 184 trang tài liệu này.
*** 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.
Kết quả ước lượng mô hình (1) và (2) bằng phương pháp SGMM xem xét tác động của chính sách tiền tệ thông qua biến lãi suất tái cấp vốn tới rủi ro mất khả năng thanh toán của các NHTM Việt Nam cho thấy kết quả tương tự với xem xét tác động của chính sách tiền tệ thông qua biến lãi suất tái chiết khấu, hệ số hồi quy của 5 biến: độ trễ của biến ZSCORE (L1), lãi suất tái cấp vốn (MP_I2), lãi suất tái cấp vốn dưới ảnh hưởng của chất lượng thể chế (MP_I2*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 10%.
Hệ số hồi quy của biến lãi suất tái chiết khấu (MP_I2) là -76 có ý nghĩa thống kê và mang giá trị âm. Điều này cho thấy khi lãi suất tái cấp vốn giảm sẽ làm tăng chỉ số Z tăng, 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. Khi thực thi chính sách tiền tệ mở rộng bằng cách giảm lãi suất tái cấp vốn, các NHTM trở nên dễ dàng khi tiếp cận với nguồn vốn hơn so với trước, rủi ro mất khả năng thanh toán giảm. Kết quả này phù hợp với các nghiên cứu của Alessandri và Nelson (2015); Agur và Demertzis (2012); De Nicolò và cộng sự (2010).
Ngoài ra, kết quả nghiên cứu còn 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 cũng tăng lên. Kết quả này cũng cho thấy giả thuyết H9 là đúng.
4.4.4. 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
Bảng 4.7. Kết quả ước lượng 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:
(1) | (2) | |
L1.ZSCORE | 0.7621012*** | 0.7635814*** |
CR | 10.70238** | |
CR*INS | 18.6333** | |
LERNER | -53.14439*** | -54.05944*** |
INC | -7.891961 | -8.096692 |
GRO | 10.46436 | 13.69072 |
INF | -4.309509 | -3.966301 |
INS | 91.13384*** | 87.87678*** |
AR (1) p-value | 0.000 | 0.000 |
0.284 | 0.285 | |
Hansen p-value | 0.183 | 0.190 |
Number of groups | 30 | 30 |
Number of instruments | 21 | 21 |
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.
Kết quả ước lượng mô hình (1) và (2) bằng phương pháp SGMM xem xét tác động của chính sách tiền tệ thông qua biến tăng trưởng tín dụng tới rủi ro mất khả năng thanh toán của các NHTM Việt Nam cho thấy kết quả tương tự với xem xét tác động của chính sách tiền tệ thông qua biến lãi suất tái chiết khấu và lãi suất tái cấp vốn, hệ số hồi quy của 3 biến: độ trễ của biến ZSCORE (L1), mức độ cạnh tranh của NHTM (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%; hai biến tăng trưởng tín dụng (CR); tăng trưởng tín dụng dưới ảnh hưởng của chất lượng thể chế (CR*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 5%.
Hệ số hồi quy của biến tăng trưởng tín dụng (CR) là 10 có ý nghĩa thống kê và mang giá trị dương. Điều này cho thấy khi tín dụng tăng trưởng sẽ làm tăng chỉ số Z tăng, tức là rủi ro mất khả năng thanh toán giảm. Kết quả nghiên cứu này không ủng hộ cho giả thuyết H2: Tăng trưởng tín dụng có thể làm tăng rủi ro mất khả năng thanh toán của ngân hàng. Việc thay đổi chiều hướng tác động của tăng trưởng tín dụng đến rủi ro mất khả năng thanh toán đối với các NHTM Việt Nam có thể được lý giải là do khi thực thi chính sách tiền tệ mở rộng bằng cách mở rộng tăng trưởng tín dụng việc quản lý chính sách phù hợp với trình độ phát triển của nền kinh tế. Do đó, tình trạng tổng khối lượng cung tiền tăng quá mức trong lưu thông ít xảy ra, điều này sẽ kích thích khu vực doanh nghiệp phát triển sản xuất, nâng cao khả năng trả nợ, thúc đẩy tăng trưởng kinh tế và giảm lạm phát. Đối với NHTM, mở rộng tín dụng giúp mang lại nguồn thu nhập từ cho vay, mở rộng thị phần đồng thời phát triển các dịch vụ và tiện ích khác đi kèm, từ đó giảm thiểu rủi ro mất khả năng thanh toán cho NHTM. Kết quả này phù hợp với các nghiên cứu của Minghua Chen và cộng sự (2017).
Hệ số hồi quy biến tác động của tăng trưởng tín dụng dưới ảnh hưởng của chất lượng thể chế CR*INS) là 18,6 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 hạn mức tín dụng đến rủi ro mất khả năng thanh toán của các NHTM Việt Nam cũng tăng lên. Kết quả này tiếp tục ủng hộ giả thuyết H9 là đúng và cũng nhất quán với các kết quả nghiên cứu đã chỉ ra ở trên.
4.4.5. Kết quả nghiên cứu tác động của chính sách tiền tệ thông qua tăng trưởng dự trữ ngoại hối đến rủi ro mất khả năng thanh toán của các NHTM Việt Nam
Bảng 4.8. Kết quả ước lượng tác động của chính sách tiền tệ thông qua tăng trưởng dự trữ ngoại hối đến rủi ro mất khả năng thanh toán của các NHTM Việt Nam:
(1) | (2) | |
L1.ZSCORE | 0.7789841*** | 0.7793681*** |
FXI | 38.17569** | |
FXI*INS | 67.14772** | |
LERNER | -71.34752*** | -71.11823*** |
INC | -18.347*** | -18.32496*** |
GRO | 134.0334* | 132.8164* |
INF | 21.01131* | 21.28813* |
INS | 139.7416*** | 209.3562*** |
AR (1) p-value | 0.001 | 0.001 |
AR (2) p-value | 0.186 | 0.182 |
Hansen p-value | 0.128 | 0.128 |
Number of groups | 30 | 30 |
Number of instruments | 14 | 14 |
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.
Kết quả ước lượng mô hình (1) và (2) bằng phương pháp SGMM xem xét tác động của chính sách tiền tệ thông qua biến dự trữ ngoại hối tới rủi ro mất khả năng thanh toán của các NHTM Việt Nam cho thấy kết quả tương tự với xem xét tác động của chính sách tiền tệ thông qua biến lãi suất tái chiết khấu, lãi suất tái cấp vốn, hay tăng trưởng tín dụng. Hệ số hồi quy của 4 biến: độ trễ của biến ZSCORE (L1), mức độ cạnh tranh của NHTM (LERNER), đa dạng hóa thu nhập của NHTM (INC); 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%; hai biến tăng trưởng kinh tế (GRO) và tỷ lệ lạm phát 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 10% ; hai biến dự trự ngoái hối và tác động của dự trữ ngoại hối dưới ảnh hưởng của chất lượng thể chế (FXI*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 5%.
Hệ số hồi quy của biến tăng trưởng dự trữ ngoại hối (FXI) là 38 có ý nghĩa thống kê và mang giá trị dương. Điều này cho thấy khi dự trữ ngoại hối tăng sẽ làm tăng chỉ số Z, tức là rủi ro mất khả năng thanh toán giảm. Như vậy, kết quả nghiên cứu này ủng hộ giả thuyết H3 là đúng. Kết quả này cho thể được giải thích là do NHNN can thiệp vào thị trường ngoại hối bằng cách mua ngoại tệ trên thị trường, khi đó sự gia tăng của dự trữ ngoại tệ làm cung tiền tệ trong nước trên thị trường tăng cho thấy một chính sách tiền tệ mở rộng, các ngân hàng có thể tiếp cận với nguồn vốn một cách dễ dàng hơn, rủi ro mất khả năng thanh toán giảm xuống. Kết quả này phù hợp với các nghiên cứu của Ghosh và cộng sự (2016); Minghua Chen và cộng sự (2017).
Hệ số hồi quy biến tác động của dự trữ ngoại hối dưới ảnh hưởng của chất lượng thể chế (FXI*INS) là 67 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% cho thấy khi chất lượng thể chế tăng lên, tác động của chính sách tiền tệ thông qua công
cụ dự trữ ngoại hối đến rủi ro mất khả năng thanh toán của các NHTM Việt Nam cũng tăng lên. Kết quả này tiếp tục ủng hộ giả thuyết H9 là đúng và cũng nhất quán với các kết quả nghiên cứu đã chỉ ra ở trên.
4.4.6. Kết quả nghiên cứu tác động của chính sách tiền tệ thông qua tăng trưởng cung tiền M2 đến rủi ro mất khả năng thanh toán của các NHTM Việt Nam
Bảng 4.9. Kết quả ước lượng tác động của chính sách tiền tệ thông qua tăng trưởng cung tiền M2 đến rủi ro mất khả năng thanh toán của các NHTM Việt
Nam:
(1) | (2) | |
L1.ZSCORE | 0.7012158*** | 0.7013728*** |
SM | 9.456087** | |
SM*INS | 15.99276** | |
LERNER | -44.88975*** | -44.71353*** |
INC | 103.5786** | 103.3254** |
GRO | 112.0558** | 109.486** |
INF | -2.606349 | -2.290335 |
INS | 130.5677*** | 126.3688*** |
AR (1) p-value | 0.000 | 0.000 |
AR (2) p-value | 0.803 | 0.805 |
Hansen p-value | 0.107 | 0.102 |
Number of groups | 30 | 30 |
Number of instruments | 13 | 13 |
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.
Hệ số hồi quy của biến tăng trưởng cung tiền M2 (SM) là 9,4 có ý nghĩa thống kê ở mức 5% và mang giá trị dương. Điều này cho thấy khi cung tiền M2 tăng sẽ làm tăng chỉ số Z, tức là rủi ro mất khả năng thanh toán giảm. Như vậy, kết quả nghiên cứu này ủng hộ giả thuyết H4 là đúng. Cung tiền M2 tăng cho thấy chính sách tiền tệ mở rộng, tác động làm giảm rủi ro mất khả năng thanh toán của NHTM theo 2 hướng: Thứ nhất, tác động đến mức giàu có của các hộ gia đình thông qua giá cả nhà ở và mức chi tiêu dùng do chính sách tiền tệ mở rộng. Thứ hai, tác động đến bảng cân đối tài sản ngân hàng do khi vay mượn vốn các nhà đầu tư phải thế chấp bất động sản ở ngân hàng. Chính sách tiền tệ mở rộng làm gia tăng giá cả bất động sản, gia tăng giá trị tài sản thế chấp và vốn ngân hàng, dẫn đến giá trị tài sản của ngân hàng tăng lên. Kết quả là tăng trưởng huy động và tăng trưởng tín dụng trong nền kinh tế đều có dấu hiệu tích cực, các hoạt động của NHTM vì vậy mang lại hiệu quả và đạt được mức lợi nhuận tốt hơn, giảm rủi ro mất khả năng thanh toán. Kết quả này phù hợp với các nghiên cứu của Borio và Zhu (2012).
Hệ số hồi quy biến tác động của tăng trưởng cung tiền M2 dưới ảnh hưởng của chất lượng thể chế (SM*INS) là 15,9 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% cho thấy khi chất lượng thể chế tăng lên, tác động của chính sách tiền tệ thông qua