Kỳ Vọng Mối Quan Hệ Các Biến Xác Định Lãi Cận Biên (Tiếp Theo)

Bảng 3. 2 Kỳ vọng mối quan hệ các biến xác định lãi cận biên (tiếp theo)

Diễn giải

Biến	Nguồn	Kỳ vọng	Sử dụng trong nghiên cứu trước
PS8+PS9+PS10+PS11	psnon		-	Maudos & Solisa (2009)
Thu nhập phi truyền thống bình phương	psnon_sq		+	Chưa sử dụng
Đa dạng doanh thu*	div1	Tính toán từ dữ liệu BCTC	-	Chưa sử dụng
Đa dạng thu nhập*	div2		-	Chưa sử dụng
Đa dạng tài sản*	div3		-	Chưa sử dụng
Thanh toán ngoài lãi (Chi phí ngoài lãi suất/Tổng TS)	ps12		+	Maudos & Solisa (2009), Ho & Saunders (1980)
Chi phí cơ hội (Vốn lưu động/Tổng TS)	ps13		+/-	Maudos & Solisa (2009), López-Espinosa và các tác giả (2011)
Chi phí cơ hội (Tiền mặt/Tổng TS)*	ps13b		+/-
Hiệu quả quản trị (tổng chi phí/tổng doanh thu)	ps14		-	Maudos & Solisa (2009) và Maudos & Fernandez de Guevara (2004)
Tỷ lệ tăng trưởng GDP hằng năm (%)	gdp	GSO	+/-	Martínez & Mody, 2004; Gelos, 2006; Carbo & Rodríguez, 2007; Claey & Vander Vennet, 2007; Maudos & Solisa (2009)
Tỷ lệ lạm phát hằng năm (%)	inf	GSO	+/-	Demirgüç-Kunt & Huizinga, 1999; Brock và Rojas, 2000; Martinez & Mody, 2004; Claeys & Vander Vennet, 2008; Maudos & Solisa (2009)

Có thể bạn quan tâm!

Xem toàn bộ 191 trang tài liệu này.

Nguồn: Tổng hợp của tác giả. * các biến này được sử dụng trong mô hình kiểm chứng (robustness check)

113

3.4 Dữ liệu nghiên cứu

Luận án này xem xét tác động của lãi suất thị trường liên ngân hàng và lãi suất chính sách đến lãi suất bán lẻ (lãi suất cho vay và lãi suất tiền gửi); từ lãi suất chính sách, lãi suất tín phiếu kho bạc đến lãi suất liên ngân hàng. Lãi suất thị trường liên ngân hàng được đại diện bởi lãi suất liên ngân hàng trong nước kỳ hạn 3 tháng. Lãi suất tiền gửi được đại diện bởi lãi suất tiền gửi kỳ hạn 3 tháng của trung bình 4 ngân

hàng thương mại lớn có cổ phần chi phối của nhà nước56. Tương tự, lãi suất cho vay

được đại diện bởi lãi suất cho vay kỳ hạn dưới 12 tháng của bốn ngân hàng thương mại lớn có cổ phần chi phối của nhà nước. Lãi suất chính sách được đại diện bởi lãi suất tái cấp vốn và lãi suất trái phiếu kho bạc. Tái cấp vốn là hình thức cấp tín dụng có bảo đảm của Ngân hàng Nhà nước nhằm cung ứng vốn ngắn hạn và phương tiện thanh toán cho các ngân hàng. Từ tháng 12 năm 1997 Luật Ngân Hàng Nhà Nước đã quy định lãi suất tái cấp vốn được áp dụng như công cụ điều hành chính sách tiền tệ..Trong phần 2.1 Luận án đã nêu ra nhiều loại lãi suất được NHNN sử dụng như lãi suất chính sách, tuy nhiên lãi suất tái cấp vốn phù hợp hơn với mô hình thực nghiệm. Mặc dù lãi suất cơ bản được sử dụng để xác định mức trần lãi suất suất huy động trong nhiều thời kỳ (bảng 2.1), nhưng mức lãi suất này cứng nhắc so với chuyển động của lãi suất tiền gửi và cho vay57, trong khi lãi suất tái cấp vốn linh

hoạt hơn. Theo mô hình định giá của Rousseas (1985), Luận án áp dụng giả thiết lãi suất chính sách được xem như mức chi phí biên của NHTM. Nếu so sánh lãi suất tái cấp vốn và lãi suất cơ bản dễ dàng nhận thấy lãi suất tái cấp vốn phù hợp hơn trong mô hình thực nghiệm58. Hơn nữa lãi suất tái cấp vốn cũng là loại lãi suất được IFS ghi nhận là lãi suất chính sách của Việt Nam. Điều này hàm ý, nếu sử dụng lãi suất

tái cấp vốn hoàn toàn phù hợp với thông lệ chung của cộng động khoa học trong và

56 Đây là 4 ngân hàng lớn của Việt Nam (BIDV, CTG, VCB và Agribank) được IMF sử dụng để đại diện cho Việt Nam trong thống kê tài chính. Các nghiên cứu về Việt Nam đều sử dụng số liệu này để phân tích. Ngoài ra, 4 ngân hàng này tiền thân là NHTM nhà nước nên có tỷ trọng lớn về thị phần và mạng lưới giao dịch, rất phù hợp để đại diện cho Việt Nam.

57 Phạm Quốc Việt (2010) cũng cho rằng lãi suất cơ bản được công bố không theo biến động lãi suất trên thị trường tín dụng.

58 Ngoài lãi suất tái cấp vốn, lãi suất tái chiết khấu cũng có thể là lựa chọn phù hợp. Tuy nhiên lãi suất tái cấp vốn và lãi suất tái chiết khấu có mối tương quan rất chặt, hệ số tương quan cặp của hai chuỗi lãi suất này lớn

hơn 90%. Vì vậy Nghiên cứu chỉ sử dụng lãi suất tài cấp vốn trong mô hình thực nghiệm.

ngoài nước. Lãi suất tín phiếu kho bạc được đại diện bằng loại tín phiếu có kỳ hạn 365 ngày. Luận án lần đầu bổ sung lãi suất Tbill trong mô hình thực nghiệm ở Việt Nam. Lãi suất Tbill thường được sử dụng thay thế cho lãi suất liên ngân hàng khi mô hình cần mức lãi suất đại diện chi phí biên nguồn vốn của ngân hàng (Haughton & Iglesias, 2012). Đối với dữ liệu lãi suất tín phiếu, các dữ liệu bị khuyết ở một số tháng Luận án sử dụng phương pháp trung bình cộng bốn kỳ liền kề để bổ sung.

Luận án sử dụng dữ liệu hàng tháng từ tháng 1 năm 1999 đến tháng 7 năm 2014. Mô tả các dữ liệu được tóm tắt trong Bảng 3.3. Xu hướng diễn biến của các loại lãi suất thể hiện qua hình 3.1. Xu hướng đô la hóa được thể hiện trong hình 2.1. Các chỉ tiêu phân tích mô tả được trình bày trong Phụ lục 3.1

Bảng 3. 3 Các biến trong mô hình nghiên cứu truyền dẫn lãi suất bán lẻ

Diễn giải

Ký hiệu biến

Nguồn

Lãi suất tái cấp vốn

IFS

Lãi suất liên ngân hàng kỳ hạn 3 tháng

VNIBOR3

Bloomberg

Lãi suất tín phiếu kho bạc kỳ hạn 365 ngày

Tbill

IFS

Lãi suất cho vay trung bình kỳ hạn dưới 12 tháng

IFS

Lãi suất tiền gửi trung bình kỳ hạn 3 tháng

IFS

Minh bạch CSTT. Biến giả nhận giá trị 1 cho những quan sát từ tháng 11/2007 trở đi

và nhận giá trị 0 cho những quan sát còn lại

D07

Tác giả tính toán

Minh bạch CSTT. Biến giả nhận giá trị 1 cho những quan sát từ tháng 6/2010 trở đi

và nhận giá trị 0 cho những quan sát còn lại

D10

Tác giả tính toán

Đô la hóa. Biến giả nhận giá trị 1 cho những quan sát lớn hơn giá trị trung vị (19,6%) và

nhân giá trị 0 cho những quan sát còn lại

DFDC

Tác giả tính toán

Nguồn: Tổng hợp của tác giả

VNIBOR3 LD

M1 1999

M10 1999

M7 2000

M4 2001

M1 2002

M10 2002

M7 2003

M4 2004

M1 2005

M10 2005

M7 2006

M4 2007

M1 2008

M10 2008

M7 2009

M4 2010

M1 2011

M10 2011

M7 2012

M4 2013

M1 2014

Hình 3. 1 Xu hướng các loại lãi suất giai đoạn 1999-2014

VNIBOR3 PR

TBILL

M1 1999

M10 1999

M7 2000

M4 2001

M1 2002

M10 2002

M7 2003

M4 2004

M1 2005

M10 2005

M7 2006

M4 2007

M1 2008

M10 2008

M7 2009

M4 2010

M1 2011

M10 2011

M7 2012

M4 2013

M1 2014

Nguồn: Như được mô trả trong bảng 3.2

Để nghiên cứu hành vi thiết lập lãi cận biên, Luận án quan sát dữ liệu của 44 ngân hàng thương mại và tổ chức tài chính nội địa có hoạt động tương tự như NHTM ở Việt Nam. Dữ liệu không bao gồm các ngân hàng hoặc chi nhánh ngân hàng có 100% vốn nước ngoài. Dữ liệu báo cáo tài chính của các ngân hàng được thu thập

hằng năm từ năm 2008-201459. Sau khi xem xét tất cả các chỉ tiêu, mẫu nghiên cứu của tác giả bao gồm 44 ngân hàng tạo ra dữ liệu bảng bất cân xứng với 274 quan sát. Chi tiết các ngân hàng được trình bày tại Phụ lục 3.2.

Rủi ro thị trường được đo lường bằng độ lệch chuẩn hằng năm lãi suất liên ngân hàng VND theo ngày kỳ hạn 90 ngày. Lãi suất liên ngân hàng được thu thập từ thống kê của chuyên trang tài chính Bloomberg.

Dữ liệu về tốc độ tăng trưởng GDP và tỷ lệ lạm phát hằng năm được thu thập từ Tổng Cục Thống Kê Việt Nam.

0.6

0.5

0.4

0.3

0.2

FDC adj/M2 adj

FDC/M2

0.1

Hình 3. 2 Chỉ số đô la hóa thực và đô la hóa danh nghĩa

1999 Jan

1999 Dec

2000 Nov

2001 Oct

2002 Sep

2003 Aug

2004 Jul

2005 Jun

2006 May

2007 Apr

2008 Mar

2009 Feb

2010 Jan

2010 Dec

2011 Nov

2012 Oct

2013 Sep

Nguồn: Tính toán của tác giả theo dữ liệu mô tả tại bảng 3.2. FDCadj/M2adj là chỉ số đo lường đô la hóa thực theo tỷ giá cố định tháng 1/199.

Các giá trị thống kê mô tả của mẫu quan sát và mối tương quan thống kê của các biến trong mô hình thực nghiệm được trình bày trong Phụ lục 3.3 và 3.4. Dữ liệu tương quan cặp cho thấy các hệ số tương quan nhỏ hơn 0.8. Tuy nhiên những cặp có tương quan lớn hơn 0.7 ít, có hệ số có tương quan từ 0.68-0.75 bao gồm PS2 vs

59 Tại thời điểm thu thập dữ liệu (tháng 6/2015), trong năm 2012, ngân hàng Nông nghiệp & Phát Triển Nông Thôn Việt Nam chưa công bố báo cáo tài chính năm nên Nghiên cứu sử dụng báo cáo tài chính quý 3/2014 để thay thế dữ liệu của năm.

Dữ liệu được thu thập trực tiếp báo cáo tài chính tại trang web của NHTM và hỗ của bộ phận phân tích dữ liệu Công ty Cổ Phần Chứng Khoán Sài Gòn.

PS3, PS7 vs PS1_cr, PS7 vs PS4, PS14 vs PS2, PS14 vs PS3. Với quan điểm thận trọng về đa cộng tuyến, những cặp biến chỉ nên có sử dụng 1 biến trong mô hình thực nghiệm. Luận án đã thử nghiệm không loại các biến và loại lần lượt từng biến có biến có tương quan cao ra khỏi mô hình. Sau khi quan sát các kết quả, tác giả nhận thấy mô hình chỉ nên loại biến PS7 ra khỏi mô hình thực nghiệm. Các biến còn lại không tạo ra các hậu quả nghiêm trọng trong mô hình thực nghiệm, các hệ số ước lượng đều có ý nghĩa thống kê và đúng với kỳ vọng.

4. KẾT QUẢ PHÂN TÍCH THỰC NGHIỆM

4.1. Hiệu lực truyền dẫn lãi suất bán lẻ và hành vi điều chỉnh lãi suất bán lẻ

Như đã nêu, hiệu lực chính sách tiền tệ có thể được xem xét thông qua kênh truyền dẫn lãi suất. Khi ngân hàng trung ương điều chỉnh lãi suất ngắn hạn, ngân hàng thương mại sẽ điều chỉnh lãi suất cho vay dành cho khách hàng của mình. Kênh truyền dẫn lãi suất trở nên có hiệu lực nếu ngân hàng thương mại nhanh chóng chuyển tải thay đổi từ lãi suất chính sách sang khách hàng của mình. Nếu ngược lại kênh truyền dẫn lãi suất là kém hiệu lực hoặc lãi suất có tính cứng nhắc.

Trong phần này Luận án phân tích sự truyền dẫn từ lãi suất chính sách (lãi suất tái cấp vốn) và lãi suất liên ngân hàng đến lãi suất bán lẻ (lãi suất tiền gửi và lãi suất cho vay) ở Việt Nam, sau đó mở rộng phân tích truyền dẫn từ lãi suất chính sách và lãi suất tín phiếu kho bạc đến lãi suất liên ngân hàng.

Luận án sử dụng phương pháp hồi quy đồng liên kết được đề xuất bởi Phillips & Loretan (1991) và mô hình ARDL để xác định mối quan hệ cân bằng dài hạn của các chuỗi lãi suất. Ngoài ra, để phân tích phản ứng tức thời của lãi suất, tốc độ điều chỉnh về trạng thái cân bằng, độ trễ điều chỉnh trung bình, Luận án sử dụng mô hình ECM. Luận án cũng sử dụng mô hình cấu trúc để phân tích vấn đề minh bạch chính sách và đô la hóa đến truyền dẫn lãi suất bán lẻ.

4.1.1 Kiểm định nghiệm đơn vị và đồng liên kết

Trước khi thực hiện hồi quy đồng liên kết và mô hình ECM, kiểm định nghiệm đơn vị của từng biến riêng biệt được thực hiện để xác định tính dừng. Luận án sử dụng năm phương pháp phổ biến để kiểm định nghiệm đơn vị là phương pháp ADF, DF- GLS và KPSS, Phương pháp điểm gãy cấu trúc Zivot Andrew và phương pháp Perron. Kết quả kiểm định được tóm tắt trong Phụ lục 4.1. Kết quả ở tất cả các phương pháp đều cho thấy các biến DR3, LD12, PR, Tbill, VNBOR3 là chuỗi thời gian không dừng ở dữ liệu gốc mà là chuỗi dừng sai phân bậc I(1).

Các kiểm định phần dư ước lượng theo mô hình (3.3) theo phương pháp DF-GLS và KPSS đều cho kết quả phần dư là chuỗi dừng I(0). Kết quả này hàm ý các chuỗi lãi suất bán lẻ với lãi suất chính sách trong mô hình (3.3) có mối quan hệ đồng liên kết. Các chuỗi lãi suất bán lẻ và lãi suất chính sách có chuyển động cùng nhau để giữ cân bằng dài hạn theo tổ hợp đồng liên kết. Như cơ chế đồng liên kết ở phần 3.1, nếu có bất kỳ sai lệch nào ở kỳ này sẽ được điều chỉnh trong các kỳ tiếp theo.

4.1.2 Kết quả cân bằng dài hạn

Kết quả ước lượng các tham số của theo phương pháp EG-OLS và PL được trình bày tóm tắt trong bảng 4.1. Hệ số của tham số α1 trong tất cả các trường hợp đều có ý nghĩa thống kê ở mức 1%. Các kiểm định về phần dư của các ước lượng EG-OLS đều là chuỗi dừng. Kết quả này cho thấy tồn tại mối cân bằng dài hạn giữa các biến lãi suất trong từng trường hợp. Kết quả ước lượng với phương pháp EG-OLS có chỉ số DW nhỏ hơn 1 trong tất cả các trường hợp. Đây là dấu hiệu cho biết có hiện tượng tự tương quan bậc 1 trong mô hình ước lượng theo phương pháp EG-OLS. Khi thực hiện ước lượng theo phương pháp EG-OLS, hiện tượng tự tương quan làm cho kết quả ước lượng các tham số mất tính hiệu quả. Trong khi đó ước lượng theo phương pháp PL lại không thấy có hiện tượng tự tương quan60.

60 Trong các mô hình truyền dẫn lãi suất chính sách sang lãi suất tiền gửi, DW có giá trị 1.65. Đối chiếu với kết quả tra bảng của (Savin & White, 1997) với mức ý nghĩa 1% giá DW trong khoảng 1.592 – 1.757.

Xem toàn bộ nội dung bài viết ᛨ