Kết Quả Ước Lượng Cân Bằng Ngắn Hạn Và Tốc Độ Điều Chỉnh Lãi Suất

4.1.4 Kết quả ước lượng cân bằng ngắn hạn và tốc độ điều chỉnh lãi suất bán lẻ

Khi lãi suất thị trường liên ngân hàng hoặc lãi suất chính sách thay đổi các ngân hàng có thể nhận thấy mình không có lợi khi điều chỉnh lãi suất bán lẻ ngay lập tức. Lãi suất bán lẻ thay đổi chậm đối với những thay đổi của thị trường và đường cầu các sản phẩm của ngân hàng dường như ít co giãn trong ngắn hạn. Để phân tích quan hệ động của thay đổi lãi suất bán lẻ trước những thay đổi của lãi suất thị trường liên ngân hàng hoặc lãi suất chính sách, mô hình hiệu chỉnh sai số (ECM) được áp dụng.

Trong phần này Luận án trình bày và thảo luận mô hình ECM triển khai trên mô hình (3.4). Biến hiệu chỉnh sai số cũng được dùng để kiểm tra một lần nữa khả năng đồng liên kết giữa các biến lãi suất. Mô hình (3.4) và phần hiệu chỉnh sai số được xác định lại như sau:

௜ୀଵ

∆ݕ௧ = ߚ଴∆ݔ௧ + ߜܧܥ௧ିଵ + ∑௤

ߚ௜∆ݔ௧ି௜ + ∑௣

ߛ௜∆ݕ௧ି௜ + ݒ௧(4.1)

௜ୀଵ

Với ܧܥ௧ିଵ thu được từ phương trình (3.3) nhưng với tham số ước lượng PL phương trình (3.3c). ܧܥ௧ିଵ = ݕ௧ିଵ + ߙ଴ + ߙଵ ݔ௧ିଵ. Theo Liu và các tác giả (2008), nhiều nghiên cứu thực nghiệm tính giá trị MAL theo kết quả truyền dẫn hoàn toàn trong dài hạn (α1=1). Kết quả này nói chung không chính xác khi giả định truyền dẫn hoàn toàn nhưng thực tế kết quả tính toán của những nghiên cứu này có hệ số truyền dẫn không bằng 1. Vì thế để bảo đảm tính chính xác, trong nghiên cứu này các giá trị MAL được xác định theo công thức MAL = (β0 - α1)/δ. Trong đó α1là hệ số truyền dẫn cân bằng thu được từ ước lượng theo phương pháp PL được trình bày trong bảng 4.1.

Bảng 4. 6 Truyền dẫn lãi suất bán lẻ tức thời và tốc độ điều chỉnh

Biến (x)

LD12 vs VNBOR3	LD12 vs PR	DR vs VNBOR3	DR vs PR	VNIBOR3 vs PR	VNIBOR3 vs Tbill
(a)	(b)	(c)	(d)	(e)	(f)
β0	0.17*	0.39*	0.29*	0.36*	0.55*	0.22*
Δ	-0.11*	-0.15*	-0.05	-0.12**	-0.11*	-0.10*
MAL	5.0	2.2	10.0	3.7	3.3	6.5

Có thể bạn quan tâm!

Xem toàn bộ 191 trang tài liệu này.

∆ݕ௧= ߚ଴∆ݔ௧+ ߜܧܥ௧ିଵ + ∑௤ߚ௜∆ݔ௧ି௜ + ∑௣ߛ௜∆ݕ௧ି௜ + ݒ௧

nhưng với tham số ước lượng PL tại phương trình (3.3c). ܧܥ௧ିଵ = ݕ௧ିଵ + ߙ଴ + ߙଵݔ௧ିଵ. Độ trễ được lựa

௜ୀଵ ௜ୀଵ

Với ܧܥ௧ିଵ thu được từ phương trình (3.3)

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

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

tự cho các trường hợp còn lại.

Kết quả được trình bày tóm tắt trong bảng 4.6. Cột a và b mô tả quan hệ theo mô hình hiệu chỉnh sai số từ lãi suất thị trường liên ngân hàng hoặc lãi suất chính sách đến lãi suất cho vay. Cột c và d mô tả quan hệ theo mô hình hiệu chỉnh sai số từ lãi suất thị trường liên ngân hàng hoặc lãi suất chính sách đến lãi suất tiền gửi. Cột e và f mô tả truyền dẫn lãi suất chính sách và lãi suất Tbill sang lãi suất liên ngân hàng.

Kết quả từ bảng 4.6 cho thấy hệ số hiệu chỉnh δ có dấu trùng với kỳ vọng ở tất cả các trường hợp và có ý nghĩa thống kê ngoại trừ cột (c)61. Như vậy kết quả này củng cố về mối quan hệ đồng liên kết giữa các chuỗi lãi suất trong mô hình thực nghiệm. Phần hiệu chỉnh sai số khi lệch khỏi vị trí cân bằng dài hạn của lãi suất cho vay khi có sự thay đổi lãi suất thị trường và lãi suất chính sách có độ lớn lần lượt là 0.11 và

0.15. Như vậy trung bình có khoảng 0.11% sai lệch mối quan hệ lãi suất cho vay với lãi suất thị trường của kỳ này được điều chỉnh trong kỳ tiếp theo để mối quan hệ này trở về trạng thái cân bằng. Đối với lãi suất chính sách mức điều chỉnh sai lệch vào khoảng 0.15% trong kỳ tiếp theo. Độ trễ điều chỉnh trung bình (MAL) đo lường tốc độ mà lãi suất bán lẻ phản ứng đối với các chuyển động của lãi suất thị trường và lãi suất chính sách theo bước trễ lần lượt là 5.0 và 2.2 tháng. Như vậy đối với mối quan hệ giữa lãi suất cho vay với lãi suất thị trường, khi tổ hợp lệch khỏi vị trí

61 Nghiên cứu đã áp dụng mô hình ARDL để kiểm chứng, kết quả cũng tìm thấy bằng chứng truyền dẫn lãi suất không hoàn toàn. Kết quả mô hình ARDL được trình bày trong Phụ lục 4.2

cân bằng, quá trình hiệu chỉnh rất chậm và mất rất nhiều thời gian (khoảng 5 tháng)

để trở lại trạng thái cân bằng.

Tương tự, mức điều chỉnh sai lệch của mối quan hệ lãi suất chính sách và lãi suất tiền gửi, lãi suất chính sách và lãi suất liên ngân hàng, lãi suất Tbill và lãi suất liên ngân hàng lần lượt là 0.12%, 0.11% và 0.10%. Tương ứng với tỷ lệ này là thời gian điều chỉnh là 3.7, 3.3 và 6.5 tháng

4.1.5 Hành vi điều chỉnh lãi suất lẻ bất cân xứng

Để kiểm định điều chỉnh bất cân xứng của lãi suất bán lẻ cần quan tâm đến vị trí lệch khỏi trạng thái cân bằng. Trường hợp này biến giả (K) được sử dụng. Trong đó K nhận giá trị 1 khi εt-1 > 0 và nhận giá trị 0 khi εt-1 < 0.

Bảng 4. 7 Điều chỉnh cân xứng và bất cân xứng lãi suất bán lẻ

Mô hình

LD12 vs VNBOR3	LD12 vs PR	DR vs VNBOR3	DR vs PR	VNIBOR3 vs PR	VNIBOR3 vs Tbill
	a	b	c	d	e	f
β0	0.18*	0.39*	0.29*	0.36*	0.55*	0.22*
δ2	-0.13*	-0.13**	-0.03	-0.28***	-0.20*	-0.1***
δ3	-0.09***	-0.17*	-0.06	-0.11***	-0.05	-0.09
x2 (δ2=δ3)	0.375	0.26	0.454	1.058	5.43	0.062
Prob	0.539	0.608	0.500	0.306	0.019	0.802
MAL+	4.2	2.6	n/a	1.6	1.8	5.8
MAL-	6.0	2.0	n/a	4.0	4.0	7.2

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

௜ୀଵ

ߚ଴∆ݔ௧ + ߜଶKܧܥ௧ିଵ + ߜଷ(1 − K) ∗ ܧܥ௧ିଵ+ ∑௤

ߚ௜∆ݔ௧ି௜ + ∑௣

ߛ௜∆ݕ௧ି௜ + ݒ௧. Với ܧܥ௧ିଵ thu được từ

௜ୀଵ

phương trình (3.3) nhưng với tham số ước lượng PL tại phương trình (3.3c). ܧܥ௧ିଵ = ݕ௧ିଵ + ߙ଴ + ߙଵݔ௧ିଵ. Trong đó K nhận giá trị 1 khi ECt-1 > 0 và nhận giá trị 0 khi ECt-1 < 0. Độ trễ được lựa chọn theo tiêu chí AIC. LDvsVNIBOR3 chỉ truyền dẫn lãi suất liên ngân hàng sang lãi suất cho vay. Tương tự cho các trường hợp còn lại.

Bảng 4.7 trình bày tóm tắt kết quả phân tích tốc độ điều chỉnh bất cân xứng. Các hệ số kiểm định điều chỉnh bất cân xứng (δ2 và δ3) mang giá trị âm và có ý nghĩa thống

kê ở các cột a, b và d. Điều này hàm ý tồn tại điều chỉnh lãi suất bất cân xứng ở Việt Nam cho những mối quan hệ trong các trường hợp này. Kết quả kiểm định giả thuyết δ2 = δ3 cho thấy giả thuyết này chỉ có thể bác bỏ trong trường hợp cột e với mức ý nghĩa 5%. Như vậy từ kết quả này có thể kết luận về việc khả năng không tồn tại điều chỉnh bất cân xứng từ truyền dẫn lãi suất bán lẻ ở Việt nam trừ truyền dẫn từ lãi suất chính sách đến lãi suất liên ngân hàng. Liu và các tác giả (2008) cũng tìm thấy kết quả tương tự khi kiểm chứng điều chỉnh bất cân xứng lãi suất bán lẻ tại New Zealand. Mặc dù kết quả kiểm định Wald bác bỏ khả năng δ2 ≠ δ3, nhưng

ܯܣܮା ≠ ܯܣܮି cũng có thể xem là chỉ số hàm ý điều chỉnh bất cân xứng lãi suất

bán lẻ (Liu và các tác giả, 2008)

Như đã nêu trong phần 3.2.3, Đối với lãi suất tiền gửi nếu |ߜଶ| > |ߜଷ | (tương đương ܯܣܮା < ܯܣܮି) cho biết tồn tại điều chỉnh bất cân xứng theo hương tăng cứng nhắc. Điều này đồng nghĩa với giả thuyết thỏa hiệp định giá. Ngược lại nếu

|ߜଶ | < |ߜଷ | (tương đương ܯܣܮା > ܯܣܮି) cho biết tồn tại điều chỉnh bất cân xứng theo hương giảm cứng nhắc. Điều này đồng nghĩa với giả thuyết hành vi người tiêu dùng; Đối với lãi suất cho vay |ߜଶ| > |ߜଷ | (tương đương ܯܣܮା < ܯܣܮି) cho biết tồn tại điều chỉnh bất cân xứng theo hương giảm cứng nhắc. Điều này đồng nghĩa với giả thuyết hành vi người tiêu dùng. Ngược lại nếu |ߜଶ| < |ߜଷ| (tương đương ܯܣܮା > ܯܣܮି) cho biết tồn tại điều chỉnh bất cân xứng theo hương tăng cứng

nhắc. Điều này đồng nghĩa với giả thuyết thỏa hiệp định giá.

Trong trường hợp mối qua hệ lãi suất cho vay và lãi suất liên ngân hàng (cột a), giá trị |ߜଶ| > |ߜଷ | (tương đương ܯܣܮା < ܯܣܮି), khi lãi suất liên ngân hàng tăng nhanh thì lãi suất cho vay tăng lên trong 6.0 tháng sau đó để giữ mối quan hệ cân bằng, khi lãi suất liên ngân hàng giảm nhanh thì sau 4.2 tháng lãi suất cho vay giảm để giữ mối cân bằng. Điều chỉnh này hàm ý đang tồn tại giả thuyết hành vi người tiêu dùng.

Mối quan hệ lãi suất cho vay với lãi suất tái cấp vốn (cột b), giá trị |ߜଶ| < |ߜଷ|

(tương đương ܯܣܮା > ܯܣܮି), khi lãi suất tái cấp vốn tăng thì lãi suất cho vay tăng

lên trong khoảng 2 tháng sau đó, trong khi lãi suất tái cấp vốn giảm thì lãi suất cho vay giảm sau 2.6 tháng sau đó. Điều chỉnh này cho thấy giả thuyết thỏa hiệp định giá. Như vậy với sự tăng lên của lãi suất liên ngân hàng, các NHTM sẽ chậm tăng lãi suất cho vay và giảm lãi suất cho vay nhanh hơn khi lãi suất liên ngân hàng giảm. Nhưng với lãi suất tái cấp vốn, hành vi của nhà quản trị ngân hàng ngược lại, họ giữ mức lãi suất cho vay cao trong khi lãi suất tái cấp vốn đã giảm. Có thể các nhà quản trị ngân hàng thấy sự tăng lên của lãi suất liên ngân hàng mang tính chất ngắn hạn, thể hiện khan hiếm vốn của các ngân hàng có quy mô nhỏ nên các ngân hàng có ưu thế về thanh khoản sẵn sàng giữ mức lãi suất cho vay như cũ để dành thị phần. Trong khi tăng lên của lãi suất tái cấp vốn phản ánh chi phí biên chung của toàn hệ thống tăng lên, đồng thời cũng cho thấy tín hiệu thắt chặt chính sách tiền tệ của NHNN (ảnh hưởng như nhau lên tất cả các ngân hàng). Vì những điều này, các NHTM có cùng hành động tăng lãi suất cho vay mà không lo mất thị phần.

Mối quan hệ lãi suất tiền gửi với lãi suất tái cấp vốn (cột d), giá trị |ߜଶ| > |ߜଷ|

(tương đương ܯܣܮା < ܯܣܮି), khi lãi suất tái cấp vốn tăng thì lãi suất tiền gửi tăng lên châm hơn, trong khi lãi suất tái cấp vốn giảm thì lãi suất tiền gửi giảm nhanh hơn. Kết quả điều chỉnh này cho thấy tồn tại giả thuyết thỏa hiệp định giá. Với việc chậm tăng lãi suất tiền gửi khi lãi suất chính sách tăng, trong khi lãi suất cho vay tăng nhanh hơn, các NHTM đã tạo ra mức lợi nhuận cao hơn. Vì có thể là nhóm những ngân hàng lớn hàng đầu và có vốn chi phối của nhà nước nên các NHTM này có thể tạo niềm tin tốt hơn cho khách hàng về rủi ro thanh toán. Điều này làm cho khách hàng chấp nhận gửi tiền ở các ngân hàng lớn với mức lãi suất thấp hơn. Hành vi của khách hàng đã mang lại lợi nhuận cho các ngân hàng.

Mối quan hệ lãi suất liên ngân hàng với lãi suất chính sách (cột e). Đây là trường hợp các hệ số đo lường điều chỉnh bất cân xứng đều có ý nghĩa thống kê và kết quả của cũng cho thấy giá trị δ2 ≠ δ3 trong mức ý nghĩa thống kê. Giá trị |ߜଶ| < |ߜଷ|

(tương đương ܯܣܮା > ܯܣܮି) ở cột (e) cho thấy tồn tại điều chỉnh bất cân xứng

theo giả thuyết hành người tiêu dùng. Khi lãi suất chính sách tăng, lãi suất liên ngân

hàng tăng lên chậm chạp sau đó (trung bình 4 tháng). Điều này hàm ý, các NHTM

có chung quan điểm chưa muốn lãi suất liên ngân hàng tăng nhanh khi lãi suất tái cấp vốn tăng, có thể vì tăng lên của lãi suất liên ngân hàng sẽ làm tăng chi phí biên chung của hệ thống, nếu các ngân hàng chưa thể tăng lãi suất cho vay để bù đắp, lợi nhuận sẽ giảm. Có thể lợi nhuận đến từ phân khúc bán lẻ lớn hơn kinh doanh cho vay trên thị trường liên ngân hàng nên các ngân hàng thực hiện hành vi giữ mức lãi suất liên ngân hàng cứng nhắc khi lãi suất tái cấp vốn tăng.

4.2 Các yếu tố quyết định lãi cận biên tác động đến điều chỉnh lãi suất bán lẻ

Như đã nêu trong phần 1.2.3, phân tích các yếu tố quyết định lãi cận biên giúp Luận án có thêm bằng chứng giải thích hành vi điều chỉnh lãi suất bán lẻ của các NHTM. Nếu thay đổi lãi suất chính sách là yếu tố bên ngoài, các yếu tố quyết định lãi cận biên là các yếu tố nội tại và được các nhà quản trị NHTM xem xét khi quyết định điều chỉnh lãi suất bán lẻ.

Mục tiêu chính của phần này tập trung thảo luận mô hình lý thuyết và kiểm tra bằng mô hình thực nghiệm các yếu tố ảnh hưởng đến mức lãi cận biên của ngân hàng thương mại trong nước. Luận án xem xét cả những yếu tố chưa có trong mô hình lý thuyết và cả yếu tố vĩ mô có ảnh hưởng đến hoạt động ngân hàng thương mại Việt Nam giai đoạn 2008-2014.

Luận án sử dụng phương pháp phân tích bình phương bé nhất trên dữ liệu bảng với ước lượng Fixed effect (FE) và mô hình GMMs trên dữ liệu bảng để tìm các yếu tố quyết định mức lãi suất cận biên của các ngân hàng thương mại.

4.2.1 Kết quả mô hình dữ liệu bảng với ước lượng Fixed effect

Kết quả các mô hình ước lượng mô hình (3.11) và mô hình (3.11) với ước lượng fixed effect (FE) được trình bày trong bảng 4.8.

Bảng 4. 8 Kết quả ước lượng mô hình (3.11) và (3.11) với Fixed effect

Diễn giải

Biến	FE-vce	FE-vce	FE-vce
(a)	(b)	(c)	(d)	(e)
Concentration ratio_income	ps1_cr	0.078	0.096***	0.08***
		(0.047)	(0.051)	(0.04)
Chi phí hoạt động (tổng chi phí hoạt động/Tổng TS)	ps2	0.051	0.003	0.237
		(0.235)	(0.263)	(0.182)
Rủi ro tín dụng (Chi phí dự phòng/Tổng dư nợ)	ps3	0.247***	0.308**	0.132
		(0.124)	(0.147)	(0.112)
Độ ngại rủi ro (Vốn CSH/Tổng TS)	ps4	0.084*	0.089*	0.059*
		(0.021)	(0.024)	(0.016)
Rủi ro thị trường (SD VNIBOR 3 month)	ps5	0.019*	0.019*	0.019*
		(0.005)	(0.004)	(0.004)
Biến tương tác ( PS3*PS5)	ps6	-0.194**	-0.154**	-0.149**
		(0.077)	(0.061)	(0.057)
Thu nhập từ phí và hoa hồng (Thu nhập từ phí và hoa
hồng/Tổng TS)	ps8	-0.886*
		(0.258)
Thu nhập khác (Thu nhập khác /Tổng TS)	ps9	-0.846*
		(0.147)
Thu nhập từ kinh doanh chứng khoán (Lãi/lỗ/ kinh
doanh chứng khoán/Tổng TS)	ps10	-0.41***
		(0.212)
Thu nhập từ kinh doanh vàng và ngoại hối (Lãi/lỗ kinh
doanh ngoại hối/Tổng TS)	ps11	-1.011*
		(0.272)
PS8+PS9+PS10+PS11	psnon		-0.695*	-1.576*
			(0.124)	(0.209)
Thu nhập phi truyền thống bình phương	psnon_sq			28.206*
				(6.708)
Thanh toán ngoài lãi (Chi phí ngoài lãi suất/Tổng TS)	ps12	1.262*	1.123*	0.735*
		(0.176)	(0.165)	(0.239)
Chi phí cơ hội (Vốn lưu động/Tổng TS)	ps13	-0.027*	-0.028*	-0.038*
		(0.006)	(0.006)	(0.005)
Efficiency (tổng chi phí/tổng doanh thu)	ps14	-0.083*	-0.085*	-0.092*
		(0.013)	(0.012)	(0.01)
Tỷ lệ tăng trưởng GDP hằng năm (%)	gdp	-0.421*	-0.454*	-0.488*
		(0.097)	(0.103)	(0.102)
Tỷ lệ lạm phát hằng năm (%)	inf	0.021**	0.015***	0.018**
		(0.008)	(0.008)	(0.007)
Hằng số	_cons	0.114*	0.117*	0.134*
		(0.015)	(0.014)	(0.011)
Ngưỡng PSnon				1.03
R-sq: within		0.72	0.71	0.77

Nguồn: Tác giả tổng hợp từ kết quả ước lượng trên phần mềm thống kê Stata.

Trong bài viết này *,**,*** biểu thị mức ý nghĩa thống kê lần lượt là 1%, 5% và 10%. Giá trị trong ngoặc đơn thể hiện sai số thống kê. Ngưỡng Psnon = EXP(-PSnon/(2PSnon_sq)). Các kết quả Hausman test giúp đánh giá mô hình FE có phù hợp hay không. Giả thuyết H0 của kiểm định này là cov(ܺ௜௧ , ݑ௜ ) #0. Nếu giả thuyết này đủ bằng chứng bác bỏ nghĩa là mô hình FE phù hợp. Modified Wald test và Wooldridge test được sử dụng để kiểm tra vấn đề phương sai thay đổi và tự tương quan bậc nhất. Giả thuyết H0 của Modified Wald test là không có hiện tượng phương sai thay đổi. Giả thuyết H0 của Wooldridge test không có tự tương quan bậc 1 trong mô hình hồi quy FE. Với mức ý nghĩa 5% kết quả chấp nhận giả thuyết H0 của kiểm định Hausman nghĩa là mô hình FE cho kết quả đúng. Hai kiểm định Modified Wald và Wooldridge cho thấy các mô hình tồn tại tự tương quan bậc 1 và phương sai thay đổi. Bảng 4.8 trình bày kết quả mô hình FE sau khi khắc phục phương sai thay đổi. Các hệ số có ý nghĩa thống kê và có mối quan hệ phù hợp với kỳ vọng cho thấy lo lắng về đa cộng tuyến giữa các biến PS2 vs PS3, PS14 vs PS2 và PS14 vs PS3 không đáng kể.

Nhìn chung, kết quả phân tích hồi quy tóm tắt tại bảng 4.7 cho thấy các dấu của hệ số hồi quy đều đúng với kỳ vọng ban đầu và có ý nghĩa thống kê ngoại trừ biến chi phí hoạt động. Tham số của biến này có đúng dấu kỳ vọng nhưng chưa có ý nghĩa thống kê, cụ thể:

- Chỉ tiêu sức mạnh thị trường có tương quan cùng chiều và có ý nghĩa thống kê 1%, hệ số này phản ánh các ngân hàng có sức mạnh thị trường lớn hơn sẽ thiết lập mức lãi biên cao hơn. Ngoài ra, với mức tương quan cao cùng chiều giữa sức mạnh thị trường và quy mô giao dịch (PS7). Kết quả tương quan cùng chiều của sức mạnh thị trường cũng hàm ý tương quan cùng chiều giữa quy mô giao dịch và lãi cận biên. Điều này hàm ý rằng những ngân hàng hoạt động rộng lớn gánh chịu rủi ro cao hơn do vậy tỷ lệ thu nhập cận biên cao hơn;

- Hệ số biến chi phí hoạt động có tương quan cùng chiều nhưng chưa có ý nghĩa thống kê;

- Như dự đoán của mô hình lý thuyết, mối tương quan cùng chiều và có ý nghĩa thống kê của các biến rủi ro tín dụng và độ ngại rủi ro. Kết quả này cho biết ở mức rủi ro cao hơn các ngân hàng sẽ thiết lập mức lãi suất cao hơn để có được lãi cận biên cao hơn. Rủi ro thị trường có tương quan cùng chiều với lãi cận biên và có ý nghĩa thống kê. Mối quan hệ của các biến này với lãi cận biên cũng tương đồng với nghiên cứu Maudos & Solisa (2009). Nghiên cứu của Lin và các tác giả (2012) cũng tìm thấy mối quan hệ cùng chiều giữa rủi ro lãi suất và rủi ro tín dụng với lãi suất cận biên khi nghiên cứu ở một số quốc gia Châu Á.

- Biến tương tác có tương quan ngược chiều và có ý nghĩa thống kê. Điều này cho thấy vấn đề rủi ro đạo đức và sự lựa chọn đối nghịch của nhà quản trị NHTM có tồn tại ở Việt Nam. Hành vi này cũng được các nghiên cứu của Maudos & Solisa (2009), Maudos & Fernandez de Guevara (2004) tìm thấy. Các nhà quản trị ngân hàng thực hiện hành vi này vì có khả năng khi rủi ro thị trường và rủi ro tín dụng cao cùng xuất hiện, các ngân hàng sẽ phải thiết lập lãi cận biên thấp hơn để tránh việc thu hút các dự án nhiều rủi ro. Đây là vấn đề

Xem tất cả 191 trang.

Ngày đăng: 01/12/2022