rủi ro đạo đức mà các ngân hàng thường có xu hướng né tránh. Trong nghiên cứu thực nghiệm Brock & Rojas (2000), Maudos & Solisa (2010) ở các ngân hàng khu vực Mỹ la tinh thấy rằng tỷ lệ nợ xấu và lãi cận biên có quan hệ ngược chiều bởi lẽ khi tỷ lệ nợ xấu tăng cao, các ngân hàng có thể giảm thu nhập do trích lập dự phòng, do vậy với mức lãi cận biên thấp có thể tránh việc trích dự phòng đầy đủ. Mặc khác, kết quả này cũng phản ánh thực tế các ngân hàng có tỷ lệ nợ xấu cao có lãi cận biên thấp do phải huy động với lãi suất cao và cho vay với mức thấp hơn như cách để tránh vấn đề bị chê bai khi có nợ xấu cao. Đây là chiến lược các nhà điều hành ngân hàng không tự nguyện đóng cửa ngân hàng mà thực hiện chiến lược tăng trưởng cao với rủi ro cao.
- Các biến đo lường thu nhập ngoài lãi bao gồm thu nhập từ phí và hoa hồng, thu nhập kinh doanh chứng khoán, vàng và ngoại hối, các khoản thu nhập khác có tương quan ngược chiều và có ý nghĩa thống kê, cho thấy rằng những ngân hàng đa dạng hóa sản phẩm kinh doanh có lãi cận biên thấp hơn. Điều này phản ánh chiến lược tài trợ chéo cho các hoạt động kinh doanh truyền thống (Maudos & Solisa, 2009). Khi các ngân hàng thực hiện hoạt động kinh doanh ngoài sản phẩm cho vay, những hoạt động này có thể ảnh hưởng đến giá sản phẩm cho vay do có tài trợ chéo. Ví dụ ngân hàng có thể giảm lãi suất cho vay đối với những khách hàng có sử dụng dịch vụ tạo ra thu nhập từ phí và hoa hồng như dịch vụ bảo lãnh phát hành chứng khoán, dịch vụ thanh toán lương,…
Trong mô hình (3.11) kết quả ước lượng cho thấy tham số biến PSnon cũng có tương quan ngược chiều với lãi cận biên trong mức ý nghĩa thống kê. Tham số biến PSnon_sq lại có tương quan cùng chiều và có ý nghĩa thống kê. Điều này phù hợp với giả thuyết về tương quan phi tuyến giữa thu nhập phi truyền thống và lãi cận biên. Như vậy cách tăng nhanh các khoản thu nhập phi truyền thống không hẳn lúc nào cũng làm giảm tỷ lệ lãi cận biên như mô hình lý thuyết. Bởi
vì trong thực tế hoạt động phi truyền thống có nhiều rủi ro hơn nên khi vượt ngưỡng62 1.03% hoạt động này cần có nguồn bù đắp lại.
- Biến thanh toán ngoài lãi vay có tương quan cùng chiều đúng với kỳ vọng và có ý nghĩa thống kê. Điều này cho biết các khoản thanh toán thêm ngoài lãi có tác động lớn đến lãi cận biên của các ngân hàng thương mại Việt Nam. Kết quả này cũng phù hợp với các nghiên cứu trước đây Maudos & Solisa (2009).
- Chi phí cơ hội có tương quan ngược chiều với lãi cận biên, hệ số ước lượng có ý nghĩa thống kê. Trái với kết quả từ các mô hình nghiên cứu thực nghiệm của Maudos & Solisa (2009) nhưng lại phù hợp với quan điểm của López- Espinosa và các tác giả (2011). Theo đó chi phí cơ hội được kỳ vọng có quan hệ ngược chiều với lãi cận biên bởi vì lãi cận biên sẽ giảm khi chi phí cơ hội của việc giữ tiền tăng lên.
- Hiệu quả quản trị có dấu đúng như kỳ vọng. Mối tương quan ngược chiều được tìm thấy nhưng hệ số ước lượng chưa có ý nghĩa thống kê. Tương quan ngược chiều hàm ý rằng ảnh hưởng của hiệu quả quản trị ở hệ thống ngân hàng thương mại Việt Nam cũng như ở các quốc gia tại các Châu lục khác. Chi phí hoạt động lớn trên mỗi đơn vị thu nhập gộp phản ảnh hiệu quả quản trị kém của ngân hàng. Hàm ý rằng ngân hàng đã lựa chọn những tài sản sinh lợi thấp và chi phí cao.
- Cuối cùng, kết quả thực nghiệm tìm thấy hai biến kiểm soát là tăng trưởng kinh tế và tỷ lệ lạm phát ảnh hưởng đáng kể đến lãi cận biên. Tăng trưởng kinh tế có tác động ngược chiều đến lãi cận biên. Lạm phát có tác động cùng chiều đến lãi cận biên. Kết quả này phù hợp với hoàn cảnh ở Việt Nam. Trong chu kỳ tăng trưởng kinh tế lãi suất sẽ thấp và trong những thời điểm tỷ lệ lạm phát cao lãi suất cho vay cũng tăng cao. Mức gia tăng này là phản ánh mức lãi suất biên cao hơn.
62 Nghiên cứu sử sụng hàm ܧܺܲ(ିௌ) để xác định điểm cực trị tương tư như Ouyang & Rajan (2010) sử
ଶௌೞ
dụng để tìm ngưỡng nợ nước ngoài. Xem thêm Ouyang & Rajan, 2014. What determines external debt
tipping point? Journal of Macroeconomics, 39 (2014) 215-225.
4.2.2 Kết quả mô hình dữ liệu bảng động
Như Luận án đã đề cập trên đây, khả năng biến phụ thuộc (lãi cận biên) ở kỳ hiện tại có thể chịu tác động của giá trị kỳ trước nên cần ước lượng các tham số trong mô hình động. Các kết quả ước lượng bằng phương pháp System GMM một bước và System GMM (GMMs) hai bước được trình bày bên dưới. Cả GMMs một bước và GMMs hai bước đều cho kết quả tham số ước lượng đúng nhưng GMMs hai bước cho kết quả tiệm cận với tính hiệu quả hơn. GMMs hai bước sử dụng ma trận trọng số tính được từ bước một để ước lượng lại các tham số trong bước hai. Vì vậy kết quả của GMMs một bước được dùng để tham chiếu tính vững khi nghiên cứu sử dụng GMMs hai bước. Bảng 4.11 và 4.12 tóm tắt các kết quả System GMM sau khi hiệu chỉnh sai số.
Như kỳ vọng, tương quan của biến phụ thuộc và biến trễ có tồn tại. Kiểm định tự tương quan bậc nhất (AR(1)) được chấp nhận với mức ý nghĩa thống kê 10%. Kiểm định tự tương quan bậc 2 (AR(2)) bác bỏ giả thuyết tồn tại tương quan bậc 2 ở các mức ý nghĩa thống kê. Điều này cho biết trong mô hình cần có biến trễ của biến lãi cận biên như một biến độc lập. Kết quả J test có p-value trên 10% cho thấy các biến công cụ được sử dụng được chấp nhận trong mức ý nghĩa thống kê.
Nhìn chung, dấu kỳ vọng giữa các biến giải thích và biến phụ thuộc (M) khá nhất quán với nhau giữa các mô hình (System GMM một bước và System GMM hai bước) và gần như không thay đổi so với mô hình FE đã thực hiện ban đầu trừ biến rủi ro thị trường (PS5), biến tương tác (PS6) không có ý nghĩa thống kê. Trong các ước lượng GMMs chi phí hoạt (PS2) có tương quan cùng chiều và có ý nghĩa thống kê. Tương quan cùng chiều ngụ ý rằng những ngân hàng có chi phí cao phải hoạt động với mức lãi cận biên cao để bù đắp chi phí hoạt động cao của mình. Kết quả này tương đồng với nghiên cứu của Phạm Hoàng Ân & Nguyễn Thị Ngọc Hương (2013). Ảnh hưởng của chi phí hoạt động đến lãi cận biên cũng giống với các nghiên cứu của Maudos & Solisa (2009) và một số nghiên cứu trước đó ở khu vực Mỹ La Tinh và Châu Âu như Brock & Rojas (2000), Martínez & Mody (2004), Gelos (2006), Maudos & Fernández de Guevara (2004).
Các mô hình GMMs đã khẳng định rủi ro tín dụng (PS3) có quan hệ cùng chiều với lãi cận biên. Kết quả này ngụ ý vấn đề nợ xấu hiện tại của NHTM Việt Nam tác động rất lớn đến hiệu lực CSTT. Đây có thể là lý do làm cho lãi suất cho vay không giảm như mong muốn của NHNN. Điều này cũng hoàn toàn phù hợp với thực tế. Mặc dù lãi suất chính sách (lãi suất tái cấp vốn) đã giảm nhưng lãi suất cho vay của các NHTM vẫn duy trì ở mức cao. Nợ xấu chiếm tỷ trọng lớn trong tổng dư nợ tại các NHTM khiến cho các ngân hàng khó có thể điều chỉnh giảm lãi suất cho vay khi lãi suất chính sách giảm. Theo nhận định của thanh tra chính phủ63 vào cuối tháng 5 năm 2012, các tổ chức tín dụng báo cao nợ xấu ở mức 4.77% nhưng theo dữ liệu hệ thống giám sát từ xa của NHNN đến thời điểm 31/3/2012 tỷ lệ nợ xấu của hệ thống NHTM là 8,6%. Đến đầu năm 2015, nợ xấu theo báo cáo64 của các tổ chức tín dụng vẫn còn ở mức 3.49% tổng dư nợ. Rủi ro tín dụng cao nên NHTM đã chuyển rủi ro này sang người đi vay. So sánh diễn biến điều chỉnh lãi suất tái cấp vốn của NHNN ở bảng 4.9 và diễn biến lãi suất cho vay trung bình kỳ hạn 12 tháng của nhóm 4 NHTM có vốn chi phí phối của nhà nước ở hình 4.1, cho thấy lãi suất cho vay giảm chậm chạp so với mức giảm của lãi suất chính sách.
Kết quả mối quan hệ cùng chiều giữa chi phí hoạt động và rủi ro tín dụng với lãi cận biên còn cho thấy mặc dù bán được nợ nhưng lãi cận biên cũng chưa thể giảm. Để bán nợ xấu các NHTM phải trích lập dự phòng, điều này làm tăng chi phí hoạt động cho NHTM. Chi phí hoạt động tăng cũng làm tăng lãi cận biên. Như vậy, các NHTM nên thực hiện quản trị rủi ro tín dụng để hạn chế phát sinh nợ xấu nhằm nâng cao hiệu quả hoạt động từ đó có thể giảm được lãi cận biên.
63 http://baochinhphu.vn/Tin-noi-bat/Ngan-hang-Nha-nuoc-cong-bo-con-so-no-xau/143369.vgp
64 Tình Hình Nợ Xấu Và Các Giải Pháp Chủ Yếu Để Xử Lý Nợ Xấu Trong Hệ Thống Ngân Hàng.Tài liệu phục vụ Hội nghị Báo cáo viên toàn quốc tháng 04/2015. Ngân Hàng Nhà Nước Việt Nam.
Bảng 4. 9 Các lần điều chỉnh lãi suất tài tái cấp vốn giai đoạn 2008-2015
Tháng | Lãi suất (%) | STT | Tháng | Lãi suất (%) | |
1 | M1 2008 | 6.5 | 13 | M4 2011 | 13 |
2 | M2 2008 | 7.5 | 14 | M5 2011 | 14 |
3 | M6 2008 | 15 | 15 | M10 2011 | 15 |
4 | M10 2008 | 14 | 16 | M3 2012 | 14 |
5 | M11 2008 | 12.5 | 17 | M4 2012 | 13 |
6 | M12 2008 | 10.25 | 18 | M5 2012 | 12 |
7 | M1 2009 | 8 | 19 | M6 2012 | 11 |
8 | M4 2009 | 7 | 20 | M7 2012 | 10 |
9 | M12 2009 | 8 | 21 | M12 2012 | 9 |
10 | M11 2010 | 9 | 22 | M3 2013 | 8 |
11 | M2 2011 | 11 | 23 | M5 2013 | 7 |
12 | M3 2011 | 12 | 24 | M3 2014 | 6.5 |
Có thể bạn quan tâm!
-
Kỳ Vọng Mối Quan Hệ Các Biến Xác Định Lãi Cận Biên (Tiếp Theo) -
Tác Động Của Minh Bạch Chính Sách Tiền Tệ Và Đô La Hóa -
Kết Quả Ước Lượng Cân Bằng Ngắn Hạn Và Tốc Độ Điều Chỉnh Lãi Suất Bán Lẻ -
Mô Hình Dữ Liệu Bảng Động Ước Lượng Với System Gmm (Tt) -
Mô Hình Kiểm Chứng Hành Vi Thiết Lập Lãi Cận Biên -
Truyền dẫn lãi suất bán lẻ ở Việt Nam: các thay đổi cấu trúc và hành vi của ngân hàng thương mại - 21
Xem toàn bộ 191 trang tài liệu này.
Nguồn: IFS
Hình 4. 1 Diễn biến lãi suất cho vay trung bình năm giai đoạn 2008-2015
18.00
16.00
14.00
12.00
10.00
8.00
6.00
4.00
2.00
0.00
15.78
Lãi suất cho vay
16.95
13.14
13.47
10.07
10.37
8.67
6.96
Lãi suất cho vay
Nguồn: IFS
Các tham số thu nhập từ phí và hoa hồng, thu nhập từ kinh doanh chứng khoán, thu nhập từ kinh doanh vàng và ngoại hối, thu nhập khác có ảnh hưởng lớn đến lãi cận biên tương đương với ước lượng FE, các tham số PSnon và PSnon_sq có mối quan hệ với lãi cận biên theo xu hướng đổi chiều từ tương quan âm sang tương quan dương và có ý nghĩa thống kê ở mức 1%. Kết quả này khẳng định hành vi thiết lập lãi cận biên theo chiến lược tài trợ chéo giữa thu nhập truyền thống và kinh doanh
hiện đại. Tuy nhiên, nếu tăng qua mức kinh doanh hiện đại chiến lược tài trợ chéo không còn hiệu quả. Với ước lượng GMMs giá trị ngưỡng PSnon được tìm thấy ở mức 1.05% tổng tài sản.
Trong thực tế, điển hình của trường hợp này như VCB năm 2010 và 2011, trong những năm này lãi cận biên của ngân hàng không giảm khi thu nhập phi truyền thống ở mức cao hơn 1.04%. Nhiều ngân hàng khác như bảng 4.10 cũng có vấn đề tương tự. Ngoài đặc điểm thu nhập phi truyền thống cao hơn ngưỡng chung, phần thu nhập từ kinh doanh chứng khoán, kinh doanh vàng và ngoại hối ở các tổ chức này đều có tỷ trọng lơn, phổ biến trên 50% tổng thu nhập phi truyền thống. Đây là những hoạt động kinh doanh có nhiều rủi ro mà nghiên cứu đã nêu ở phần 3.
Bảng 4. 10 Các NHTM có mức thu nhập phi truyền thống cao và lãi cận biên cao
Năm | M | ࢚− ࢚ି) | PSnon | |
EAB | 2009 | 2.60% | 0.17% | 1.31% |
HDB | 2009 | 1.23% | 0.03% | 1.35% |
NAB | 2011 | 2.02% | 0.21% | 1.17% |
NAB | 2012 | 2.80% | 0.78% | 1.27% |
PGB | 2009 | 2.83% | 0.59% | 1.32% |
PNB | 2013 | 0.34% | 0.72% | 1.38% |
PVF | 2010 | 0.22% | 0.18% | 2.95% |
STB | 2009 | 2.21% | 0.54% | 1.83% |
TPB | 2012 | 1.82% | 2.43% | 1.86% |
VAB | 2009 | 2.21% | 0.29% | 1.27% |
VCB | 2010 | 2.66% | 0.12% | 1.13% |
VCB | 2011 | 3.39% | 0.72% | 1.11% |
GDB | 2014 | 1.64% | 1.28% | 1.31% |
TCB | 2014 | 3.28% | 0.55% | 1.31% |
VCFC | 2014 | 10.02% | 6.27% | 5.95% |
VIB | 2014 | 2.84% | 0.32% | 1.56% |
Nguồn: Tính toán của tác giả
Khi sở hữu danh mục tài sản chứng khoán và vàng nhiều hơn trong giai đoạn giá các tài sản này suy giảm, để BCTC không xuất hiện suy giảm lợi nhuận, các NHTM có thể tìm đến cách tăng hoặc không giảm lãi cận biên. Như vậy, cả bằng chứng thực nghiệm và quan sát thực tế đều cho thấy có hiệu ứng đảo chiều mối quan hệ tài trợ chéo giữa lãi cận biên và thu nhập phi truyền thống. Các NHTM không nên lựa
chọn tăng thu nhập phi truyền thống có nhiều rủi ro để mất đi khả năng cạnh tranh, do hoạt động này không còn khả năng tài trợ để giảm lãi cận biên.
Để có thêm bằng chứng về mối quan hệ phi tuyến nghiên cứu sử dụng thêm phân tích đồ thị dạng phương trình bậc 2 giữa lãi cận biên với thu nhập phi truyền thống. Kết quả được mô phỏng trong hình 4.2. Trong hình 4.2, trục tung thể hiện giá trị lãi cận biên (M), trục hoành thể hiện tỷ lệ thu nhập phi truyền thống (PS_non). Đồ thị cho thấy mối quan hệ phi tuyến dạng chữ U rõ nét. Điểm cực tiểu của đường cong parapol chính là ngưỡng của thu nhập phi truyền thống. Nếu tỷ lệ thu nhập/tổng tài sản tăng vượt quá điểm này lãi cận biên sẽ tăng lên. Bằng cách vẽ đường vuông góc qua cực tiểu của đồ thị Luận án tìm thấy ngưỡng thu nhập phi truyền thống vào khoảng 1.4% tổng tài sản.
Như vậy bằng cả hai phương pháp, nghiên cứu đều tìm thấy bằng chứng mối quan hệ phi tuyến giữa lãi cận biên và thu nhập phí truyền thống. Điều này củng cố cho quan điểm không khuyến khích các nhà quản trị NHTM chọn việc tăng thu nhập phi truyền thống như một cách chính yếu để giúp giảm lãi cận biên. Nếu không còn hiệu ứng tài trợ chéo ngược chiều giữa thu nhập phi truyền thống và lãi cận biên, ngân hàng sẽ khó khăn hơn để thu hút nhà đâu tư chiến lược và giữ chân cổ đông. Ở cấp vĩ mô hành vi gia tăng quá mức còn gián tiếp làm CSTT kém hiệu lực. Vì rủi ro kinh doanh cao nên NHTM cần lãi cận biến cao để đóng góp vào lợi nhuận và như vậy các ngân hàng này có thể không điều chỉnh giảm lãi suất cho vay tương ứng với mức giảm của lãi suất chính sách.
Cuối cùng, với System GMM, sau khi thực hiện hiệu hiệu chỉnh sai số, kết quả tìm thấy biến trễ một kỳ của biến lãi cận biên (ܯ௧ିଵ) có ảnh hưởng cùng chiều đến lãi cận biên ở kỳ hiện tại nhưng chưa có ý nghĩa thống kê. Một số nghiên cứu khác như Maudos & Solisa (2009), Chortareas và các tác giả (2012), cũng tìm thấy quan hệ cùng chiều giữa biến trễ 1 kỳ lãi cận biên với kỳ hiện tại. Nghiên cứu của Chortareas và các tác giả (2012) cũng phát hiện ở nhiều quốc gia Nam Mỹ lãi cận
biên có tương quan cùng chiều của biến trễ của nó nhưng hệ số không có ý nghĩa thống kê.
Bảng 4. 11 Mô hình dữ liệu bảng động ước lượng với System GMM
Biến | One step | Two step | One step | Two step | One step | Two step | |
(a) | (b) | (c) | (d) | (e) | (f) | (g) | (h) |
Lag M | L1. | 0.033 | 0.031 | 0.075 | 0.066 | 0.092 | 0.086 |
(0.119) | (0.095) | (0.127) | (0.1) | (0.108) | (0.113) | ||
Concentration ratio_income | ps1_cr | 0.275*** | 0.188** | 0.243 | 0.113 | 0.206 | 0.149 |
(0.146) | (0.081) | (0.165) | (0.108) | (0.141) | (0.098) | ||
Chi phí hoạt động (tổng chi phí hoạt | |||||||
động/Tổng TS) | ps2 | 0.437 | 0.725* | 0.417 | 0.783* | 0.471*** | 0.749* |
(0.351) | (0.254) | (0.335) | (0.247) | (0.274) | (0.253) | ||
Rủi ro tín dụng (Chi phí dự | |||||||
phòng/Tổng dư nợ) | ps3 | 0.282 | 0.378** | 0.306 | 0.469** | 0.239 | 0.379** |
(0.222) | (0.144) | (0.25) | (0.188) | (0.23) | (0.18) | ||
Độ ngại rủi ro (Vốn CSH/Tổng TS) | ps4 | 0.103** | 0.087* | 0.103*** | 0.07** | 0.086*** | 0.07* |
(0.048) | (0.028) | (0.055) | (0.031) | (0.045) | (0.023) | ||
Rủi ro thị trường (SD VNIBOR 3 | |||||||
month) | ps5 | 0.006 | 0.007 | 0.003 | 0.005 | 0.001 | 0.003 |
(0.01) | (0.009) | (0.007) | (0.007) | (0.007) | (0.008) | ||
Biến tương tác ( PS3*PS5) | ps6 | 0.145 | -0.017 | 0.118 | -0.047 | 0.049 | 0.025 |
(0.399) | (0.294) | (0.393) | (0.264) | (0.294) | (0.231) | ||
Thu nhập từ phí và hoa hồng (Thu | |||||||
nhập từ phí và hoa hồng/Tổng TS) | ps8 | -0.944*** | -1.112** | ||||
(0.486) | (0.434) | ||||||
Thu nhập khác (Thu nhập khác /Tổng | |||||||
TS) | ps9 | -1.226* | -1.074* | ||||
(0.291) | (0.287) | ||||||
Thu nhập từ kinh doanh chứng khoán | |||||||
(Lãi/lỗ/ kinh doanh chứng | |||||||
khoán/Tổng TS) | ps10 | -1.618** | -1.65* | ||||
(0.633) | (0.42) | ||||||
Thu nhập từ kinh vàng và ngoại hối | |||||||
(Lãi/lỗ kinh doanh ngoại hối/Tổng | |||||||
TS) | ps11 | -1.824* | -1.405* | ||||
(0.463) | (0.462) |