Tác Động Của Minh Bạch Chính Sách Tiền Tệ Và Đô La Hóa

Bảng 4. 1 Truyền dẫn lãi suất bán lẻ -Cân bằng dài hạn

Lãi suất cho vay (LD) là biến phụ thuộc

	Ước lượng OLS					Ước lượng PL
Biến độc lập (x)	Hệ số chặn	Hệ số gốc (α1)	R2	DW	χ2 (α1=1)	Hệ số chặn	Hệ số gốc (α1)	R2	DW	χ2 (α1=1)
(a)	(b)	(c)	(d)	(e)	(f)	(g)	(h)	(i)	(j)	(k)
VNBOR3	5.35*	0.72*	0.70	0.29	65.97*	5.38*	0.72*	0.95	1.80	269.77*
PR	6.00*	0.74*	0.73	0.25	60.77*	6.10*	0.73*	0.95	1.83	315.66*
Lãi suất tiền gửi (DR) là biến phụ thuộc
VNBOR3	0.89**	0.84*	0.69	0.22	15.95*	0.99*	0.83*	0.97	1.99	110.00*
PR	1.84*	0.83*	0.67	0.15	15.44*	2.05*	0.80*	0.96	1.65	187.02*
Lãi suất liên ngân hàng (VNIBOR3) là biến phụ thuộc
PR	2.77*	0.77*	0.58	0.20	2.56*	2.85*	0.75*	0.92	1.86	126.49*
TBill	2.09*	0.91*	0.57	0.33	2.58	2.38*	0.87*	0.92	1.94	21.11*

Có thể bạn quan tâm!

Xem toàn bộ 191 trang tài liệu này.

Nguồn: Tính toán của tác giả từ phần mềm thống kê. *,**,*** biểu thị mức ý nghĩa thống kê 1%, 5% và 10%.

Ước lượng OLS thực hiện theo phương trình yt =α0 + α1xt + εt . Ước lượng PL thực hiện theo phương trình

௞ୀଵ

௜ୀିଵ

ݕ௧= ߙ + ߙଵݔ௧+ ∑௄݀ଵ௞ (ݕ௧ି௞ + ߙ଴+ ߙଵݔ௧ି௞) + ∑௅݀ଶ௜ ∆ݔ௧ି௜ + ݒଵ௧ (3.3c). Độ trễ được lựa chọn theo

tiêu chí AIC

Gần như tất cả các trường hợp ước lượng EG-OLS đều tìm thấy mức độ truyền dẫn lãi suất không hoàn toàn trừ trường hợp truyền dẫn từ lãi suất tín phiếu kho bạc đến lãi suất liên ngân hàng. Trường hợp này kiểm định Wald (cột f và cột k) cho thấy có khả năng hệ số truyền dẫn lãi suất bằng 1. Tuy nhiên, như phân tích trong phần 3.2, phương pháp EG-OLS có thể cho kết quả sai lầm về kiểm định truyền dẫn lãi suất hoàn toàn. Bằng phương pháp PL, các kết quả hoàn toàn thống nhất. Tất cả các trường hợp đều không xảy ra truyền dẫn hoàn toàn. Hệ số truyền dẫn trung bình ở các trường hợp ở mức cao dao động trong khoảng 0.72 đến 0.87. Mối tương quan tìm thấy có giá trị dương ở tất cả các trường hợp. Một số tác giả như Đinh Thị Thu Hồng & Phan Đình Mạnh (2013), Lê Phan Diệu Thảo & Nguyễn Thị Thu Trang (2014) cũng tìm thấy truyền dẫn lãi suất bán lẻ không hoàn toàn ở Việt Nam.

Các hệ số có giá trị dương, hàm ý mối quan hệ cùng chiều giữa các biến lãi suất, nghĩa là lãi suất thị trường liên ngân hàng hoặc lãi suất chính sách tăng, lãi suất tiền gửi và lãi suất cho vay cũng tăng theo. Nếu lãi suất thị trường liên ngân hàng có thể đại diện cho chi phí biên nguồn vốn của ngân hàng thương mại thì khi chi phí biên tăng ngân hàng khó có thể chuyển toàn bộ chi phí của mình sang người vay.

Đối với mối quan hệ lãi suất chính sách cùng chiều hàm ý rằng, khi tăng lãi suất chính sách không chỉ tác động đến lãi suất bán lẻ mà còn làm tăng lãi suất thị trường liên ngân hàng. Đây là hiệu ứng tích cực hỗ trợ điều hành CSTT thắt chặt của NHNN. Bởi sau khi lãi suất liên ngân hàng tăng các lãi suất bán lẻ cũng sẽ tăng. Khi lãi suất tín phiếu kho bạc (Tbill) tăng, lãi suất liên ngân hàng cũng tăng hàm ý ba vấn đề: (1) các giao dịch về tín phiếu kho bạc, ngân hàng thương mại là người đi vay nên chi lãi suất Tbill tăng sẽ phản ảnh vào chi phí của ngân hàng và ngân hàng muốn giữ lợi nhuận họ phải tăng các loại lãi suất cho vay (đầu ra) và trong đó có lãi suất liên ngân hàng. Điều này đã được các nghiên cứu tìm thấy trong mô hình xác định lãi cận biên của ngân hàng thương mại như đã trình bày trong phần 1.3; (2) Nếu kho bạc phát hành tín phiếu và ngân hàng chịu áp lực phải mua loại tín phiếu đó, để cân đối nguồn vốn các hàng có thể tăng nhu cầu vay mượn trên thị trường liên ngân hàng và điều ngày cũng làm cho lãi suất thị trường liên ngân hàng tăng lên; (3) Tbill là loại chứng khoán phi rủi ro, đây là mức lãi suất tham chiếu để định giá tài sản tài chính nên khi mức lãi suất này tăng phản ánh mức rủi ro tăng lên nên những giá những tài sản tài chính khác cũng sẽ tăng.

Trong tất cả các trường hợp hệ số chặn, đại diện cho markup hoặc markdown, Luận án tìm thấy đều có giá trị dương và có ý nghĩa thống kê. Kết quả hàm ý các ngân hàng thường cộng thêm một khoảng như phần bù rủi ro trong định giá khoản vay. Mức cộng thêm trong lãi suất cho vay lớn gấp nhiều lần so với lãi suất huy động. Phân tích lãi cận biên ở phần 4.2 có thể giải thích thêm phần nào hành vi định giá khoản vay của các NHTM ở Việt Nam.

4.1.3 Tác động của minh bạch chính sách tiền tệ và đô la hóa

4.1.3.1 Thay đổi cấu trúc: Minh bạch chính sách tiền tệ

Như đã trình bày phần 3.2.3, để phân tích ảnh hưởng minh bạch chính sách tiền tệ đến hệ số truyền dẫn, biến giả D07 được đưa vào mô hình. Luận án kiểm định giả thuyết có sự thay đổi hệ số góc trong mô hình trước và sau khi cải thiện minh bạch chính sách tiền tệ. Hệ số của biến tương tác của biến giả giúp kiểm định giả thuyết vừa nêu. Trong trường hợp chính sách tiền tệ minh bạch hơn hệ số truyền dẫn được kỳ vọng cao hơn hoặc có thể đạt mức hoàn toàn từ lãi suất thị trường liên ngân hàng hoặc lãi suất chính sách sang lãi suất bán lẻ hoặc từ lãi suất chính sách và lãi suất Tbill sang lãi suất liên ngân hàng. Vì vậy, trong mô hình thực nghiệm, kỳ vọng các hệ số của biến tương tác minh bạch chính sách tiền tệ được kỳ vọng có giá trị dương và có ý nghĩa thống kê để thể hiện tác động làm tăng hệ số truyền dẫn lãi suất khi minh bạch chính sách tiền tệ ngày càng được cải thiện sau khi gia nhập WTO.

Trong thực nghiệm, biến giả D07 hoặc D10 và biến tương tác của nó được đưa vào đồng thời trong mô hình. Việc biến giả và biến tương tác cùng lúc có mặt trong mô hình có thể tạo ra hiện tượng đa cộng tuyến. Vì vậy, kiểm định Wald về giả thuyết hệ số của biến giả và biến tương tác của biến giả đồng thời bằng không được áp dụng. Nếu giả thuyết này chưa được chấp nhận trong mức ý nghĩa thống kê, việc phân tích sự có mặt riêng lẻ lần lượt từng biến được thực hiện tiếp theo. Nếu giả thuyết được chấp nhận khi đó việc thêm vào biến giả và biến tương tác không tạo ra sự khác biệt so với phân tích truyền dẫn trước đó. Hay nói cách khác trường hợp này mô hình không có điểm gãy cấu trúc.

Bảng 4. 2 Minh bạch chính sách tiền tệ và truyền dẫn lãi suất bán lẻ

Diễn giải

LDvsVNBOR3	LDvsPR	DRvsVNIBOR3	DRvsPR	VNIBOR3vsPR	VNIBOR3vsTbill
(a)	(b)	(c)	(d)	(e)	(f)	(g)
Hệ số chặn (α0)	5.27*	5.93*	0.94***	2.13*	3.22*	2.74*
Hệ số gốc (α1)	0.73*	0.76*	0.82*	0.78*	0.70*	0.80*
D07 (αd07)	0.28	0.15	0.33	0.18	-0.68	-0.43
D07VNIBOR3/PR/Tbill (αd07x)	-0.02	-0.03	-0.01	0.0001	0.09	0.08
R2	0.95	0.95	0.97	0.96	0.93	0.92
DW	1.79	1.83	1.99	1.67	1.87	1.94
χ2 (α1=1)	14.76	18.27	6.96	34.82	11.73	4.29
Prob	0.000	0.000	0.008	0.000	0.00	0.038
χ2 (αd07= αd07*x=0)	1.71	0.43	3.66	2.82	1.50	0.539
Prob	0.424	0.80	0.16	0.243	0.47	0.76

Nguồn: Tính toán của tác giả theo phần mềm thống kê. Ước lượng PL thực hiện theo phương trình ݕ௧= ߙ +

ߙଵݔ௧ + ∑௄ ݀ (ݕ + ߙ + ߙ ݔ ) + ∑௅ ݀ ∆ݔ + ߙ ܦ07 + ߙ ܦ07 ∗ ݔ + ݒ . Độ trễ được

lựa chọn theo tiêu chí AIC. LDvsVNIBOR3 chỉ truyền dẫn lãi suất liên ngân hàng sang lãi suất cho vay.

௞ୀଵ ଵ௞ ௧ି௞ ଴ ଵ ௧ି௞ ௜ୀିଵ ଶ௜ ௧ି௜ ௗ଴଻ ௗ଴଻∗௫ ௧ଵ௧

Tương tự cho các trường hợp còn lại.

Bảng 4. 3 Minh bạch chính sách tiền tệ và truyền dẫn lãi suất bán lẻ

Diễn giải

LDvsVNBOR3	LDvsVNBOR3	LDvsPR	LDvsPR	DRvsVNIBOR3	DRvsVNIBOR3	DRvsPR	VNIBOR3vsPR	VNIBOR3vsPR	VNIBOR3vsTbill
(a)	(b)	(c)	(d)	(e)	(f)	(g)	(h)	(i)	(j)	(k)
Hệ số chặn (α0)	5.62*	5.51*	2.44*	6.02*	1.13*	1.08*	2.08*	2.44*	2.38*	2.73*
Hệ số gốc (α1)	0.68*	0.69*	0.85*	0.74*	0.80*	0.80*	0.80*	0.84*	0.85*	0.81*
D10 (αd10)	-0.21		-0.33		-0.09		-0.11	-0.33		-1.99*
D10VNIBOR3/PR/Tbill (αd10x)	0.055***	0.034*	-0.05	-0.01	0.04	0.03**	0.01*	-0.04	-0.07*	0.205*
R2	0.95	0.95	0.93	0.95	0.97	0.97	0.96	0.93	0.93	0.93
DW	1.78	1.77	1.85	1.83	1.98	1.98	1.65	1.85	1.85	1.94
χ2 (α1=1)	172.19	256.35	18.69	130.25	64.32	107.4	86.68	18.69	18.59	17.11
Prob	0.00	0.00	0.00	0.00	0.00	0.00	0.00	0.00	0.00	0.00
χ2 (αd10= αd10*x=0)	7.89		12.09		4.82		0.12	12.09		11.68
Prob	0.019		0.002		0.089		0.94	0.00		0.00
(αd10*x = 0)	3.33	7.35	0.777	0.89	1.54	4.77	0.1	0.77	11.69	10.54
Prob	0.06	0.00	0.00	0.34	0.22	0.03	0.75	0.37	0.00	0.00
χ2 (α1 + αd10*x=1)	152.57	248.65	21.55		69.12	89.52	47.31	21.55	111.6	0.21
Prob	0.00	0.00	0.00		0.00	0.00	0.00	0.00	0.00	0.64

Nguồn: Tính toán của tác giả theo phần mềm thống kê. Ước lượng PL thực hiện theo phương trình ݕ௧= ߙ + ߙଵݔ௧ + ∑௄݀ଵ௞(ݕ௧ି௞+ ߙ଴+ ߙଵݔ௧ି௞ ) +

∑௅

݀ଶ௜ ∆ݔ௧ି௜ + ߙௗ଴଻ܦ10 + ߙௗ଴଻∗௫ ܦ10 ∗ ݔ௧+ ݒଵ௧ . Độ trễ được lựa chọn theo tiêu chí AIC. LDvsVNIBOR3 chỉ truyền dẫn lãi suất liên ngân hàng sang lãi suất

௞ୀଵ

cho vay. Tương tự cho các trường hợp còn lại.

௜ୀିଵ

125

Kết quả ảnh hưởng thay đổi cấu trúc minh bạch CSTT được tóm tắt tại bảng 4.2. và

4.3. Bảng 4.2 được trình bày theo từng mô hình cấu trúc với ước lượng theo phương pháp PL trong trường hợp biến giả D07. Cũng như kết quả tìm thấy trong bảng 4.1, tất cả các trường hợp đều khẳng định tồn tại khả năng truyền dẫn lãi suất bán lẻ không hoàn toàn. Hệ số truyền dẫn trung bình ở mức 0.7-0.8 và có ý nghĩa thống kê ở mức 1%. Ở một số quốc gia Châu Á và Đông Nam Á khác, các nghiên cứu của Wang & Lee (2009), Zulkhibri (2012) đều tìm thấy hệ số truyền dẫn lãi suất thị trường liên ngân hàng sang lãi suất cho vay <1. Kết quả ở Việt Nam trong nghiên cứu này cũng tương tự. Tuy nhiên, truyền dẫn lãi suất bán lẻ mặc dù không hoàn toàn nhưng hệ số truyền dẫn lãi suất trung bình vào khoảng 70-80% hàm ý rằng hiệu ứng của công cụ lãi suất gần đạt được mức kỳ vọng của ngân hàng nhà nước.

Bảng 4.2 cũng cho thấy biến giả D07 và biến tương tác D07*x đều không có ý nghĩa thống kê. Kiểm định Wald với giả thuyết tham số của hai biến này đồng thời bằng 0 trong các trường hợp đều được chấp nhận trong các mức ý nghĩa thống kê. Như vậy không tồn tại khả năng có khác biệt về truyền dẫn lãi suất trước và sau khi minh bạch chính sách tiền tệ ở Việt Nam.

Tuy nhiên bảng 4.3 cho kết quả tốt hơn về ảnh hưởng của minh bạch CSTT đến truyền dẫn lãi suất bán lẻ ở Việt Nam. Biến tương tác D10*x trong các cột (b), (c), (f), (g), (h) và (k) có giá trị dương. Điều này hàm ý rằng các truyền dẫn từ lãi suất liên ngân hàng vào lãi suất cho vay, lãi suất huy động và từ lãi suất Tbill vào lãi suất liên ngân hàng giai đoạn sau minh bạch CSTT lớn hơn so với giai đoạn trước đó. Như vậy, qua hai điểm gãy cấu trúc D07 và D10, Luận án nhận thấy quá trình minh bạch CSTT tiền tệ của Việt Nam diễn ra khi Quốc hội thông qua Luật các tổ chức tín dụng và Luật ngân hàng nhà nước. Minh bạch có làm tăng hiệu lực CSTT.

Mặc dù không có khác biệt trong truyền dẫn lãi suất bán lẻ trước và sau khi Việt Nam gia nhập WTO, nhưng nghiên cứu tìm thấy bất ổn lãi suất giai đoạn sau WTO lớn hơn so với thời kỳ trước đó (Bảng 4.3). Theo số liệu nghiên cứu của Liu và các tác giả (2006), thời kỳ New Zealand thực hiện minh bạch chính sách tiền tệ bất ổn

lãi suất đã giảm rất đáng kể so với giai đoạn trước đó. Coppel & Connolly (2005) cũng tìm thấy bất ổn lãi suất ngắn hạn đã giảm xuống trong thời kỳ minh bạch chính sách tiền tệ. Trường hợp ở Việt Nam trong giai đoạn minh bạch chính sách tiền tệ tính bất ổn trong lãi suất tăng lên (2008-2012) có thể do có sự trùng hợp. Giai đoạn Việt Nam minh bạch chính sách tiền tệ cũng là giai đoạn xảy ra khủng hoảng tài chính toàn cầu. Bên cạnh đó đây cũng là giai đoạn NHNN điều hành chính sách tiền tệ theo hướng thắt chặt bất ngờ vì vậy nhu cầu bổ sung vốn để đảm bảo thanh khoản của các ngân hàng thương mại, nhất là các ngân hàng có qui mô nhỏ tăng lên. Yếu tố này có thể đóng vai trò quan trọng tạo ra thay đổi lãi suất thị trường liên ngân hàng lớn hơn thời kỳ trước đó.

Bảng 4. 4 Bất ổn lãi suất trước và sau Việt Nam gia nhập WTO

Biến

Trước WTO			Sau WTO
Mean	Standard Deviation	Count	Mean	Standard Deviation	Count
VNIBOR3	7.65	1.33	106	9.63	4.00	81
LD	10.46	1.18	106	12.87	3.16	81
DR	6.41	1.45	106	10.11	3.19	81
PR	5.85	1.70	106	9.48	2.97	81
TBILL	5.86	1.52	106	8.63	2.64	81

Nguồn: Tính toán của tác giả từ phần mềm thống kê

4.1.3.2 Đô la hóa và truyền dẫn lãi suất bán lẻ

Trong phần này, các nội dung liên quan đến ảnh hưởng vấn đề đô la hóa đến kênh truyền dẫn lãi suất bán lẻ được thảo luận. Đây là điểm cấu trúc thứ hai mà nghiên cứu đề cập. Giống như minh bạch chính sách tiền tệ, biến tương tác của biến giả DFDC đo lường chênh lệch hệ số truyền dẫn ở giai đoạn có mức đô la hóa cao (lớn hơn giá trị trung vị 19.6%) so với giai đoạn thấp hơn mức trung vị. Hệ số của biến tương tác kỳ vọng có giá trị âm để phản ánh hệ số truyền dẫn giảm trong giai đoạn đô la hóa cao. Hay nói cách khác đô la hóa cao làm cho truyền dẫn lãi suất không hoàn toàn. Đây là điều các nhà hoạch định chính sách tiền tệ không hề mong đợi.

Bảng 4. 5 Ảnh hưởng của đô la hóa đến truyền dẫn lãi suất

Diễn giải

LDvsVNI BOR3	LDvsPR	DRvsVNIBOR3	DRvsPR	VNIBOR3v sPR	VNIBOR3v sTbill
(a)	(b)	(c)	(d)	(e)	(f)	(g)
Hệ số chặn (α0)	5.35*	6.12*	1.06*	2.22*	2.94*	2.15*
Hệ số gốc (α1)	0.74*	0.72*	0.84*	0.79*	0.73*	0.90*
DFDC (αDFDC)	0.66**	0.01	0.47***	-0.1	-0.68***	1.17**
FDCPR/VNIBOR3 (αDFDCx)	-0.11*	-0.01	-0.10*	-0.01	0.15**	-0.2*
R2	0.95	0.95	0.97	0.96	0.93	0.93
DW	1.88	1.83	1.95	1.65	1.84	1.96
X2 (α1=1)	177.04	126.14	72.42	82.85	66.16	7.91
Prob	0.00	0.000	0.00	0.000	0.000	0.004
X2 (αDFDC= αDFDC*x)	21.67	0.19	28.09	4.05	13.47	8.37
Prob	0.000	0.909	0.000	0.131	0.001	0.015
X2 (α1+ αDFDC*x)	190.76		104.9		8.52	21.79
	0.000		0.000		0.003	0.000

Nguồn: Tính toán của tác giả theo phần mềm thống kê. Ước lượng PL thực hiện theo phương trình ݕ௧= ߙ +

ߙଵݔ௧+ ∑௄݀ଵ௞ (ݕ௧ି௞ + ߙ଴+ ߙଵݔ௧ି௞ ) + ∑௅݀ଶ௜ ∆ݔ௧ି௜ + ߙ஽ி஽஼ ܦܨܦܥ + ߙ஽ி஽஼∗௫ ܦܨܦܥ ∗ ݔ௧ + ݒଵ௧ . Độ

trễ được lựa chọn theo tiêu chí AIC. LDvsVNIBOR3 chỉ truyền dẫn lãi suất liên ngân hàng sang lãi suất cho

௞ୀଵ ௜ୀିଵ

vay. Tương tự cho các trường hợp còn lại.

Kết quả thực nghiệm được trình bày trong bảng 4.5. Cũng giống như các phân tích phần trên, tất cả các trường hợp trong bảng 4.5 đều không tồn tại truyền dẫn lãi suất hoàn. Có 5 trong 6 trường hợp hệ số biến tương tác có giá trị âm và có 3/5 trường hợp hệ số có ý nghĩa thống kê ở mức 1% và có độ lớn -0.2 đến -0.1. các kiểm định Wald đều cho thấy hệ số biến giả và biến tương tác không đồng thời bằng 0 trong mức ý nghĩa thống kê 1%, trừ trường hợp truyền dẫn lãi suất chính sách đến lãi suất cho vay và tiền gửi. Biến tương tác có giá trị âm đã ủng hộ giả thuyết mức độ đô la hóa cao làm cho hệ số truyền dẫn lãi suất giảm đi, hay nói cách khác là CSTT kém hiệu lực. Kết quả này cũng thống nhất với phân tích ảnh hưởng của đô la hóa đến cơ chế truyền dẫn tiếp cận theo mô hình SVAR của các nghiên cứu trước như Havrylyshyn & Beddies (2003) và Isakova (2008).