Mô Hình Kiểm Chứng Hành Vi Thiết Lập Lãi Cận Biên

chính sách còn nhiều yếu tố khác trong mô hình định giá của ngân hàng, và có thể bao gồm cả yếu tố lãi cận biên mà Luận án đã phân tích.

4.3.2 Mô hình kiểm chứng hành vi thiết lập lãi cận biên

Như phân tích trong phần 2.3.3, chỉ số sức mạnh thị trường được đo lường theo thị phần còn có thể đo lường theo giá trị tổng tài sản (Crt_asset). Trong phần này chỉ số sức mạnh thị trường được đo lường bằng chỉ số PS1_Crasset được sử dụng để phân tích kiểm chứng. Ngoài ra, Luận án cũng sử dụng chỉ tiêu đo lường đa dạng hóa thu nhập (DIV2) như Trinugroho và các tác giả (2014) sử dụng, đa dạng hóa doanh thu (DIV1) và đa dạng hóa tài sản (DIV3) như Lin và các tác giả (2012) sử dụng để phân tích chiến lược tài trợ chéo giữa thu nhập cho vay thuần túy và các nghiệp vụ kinh doanh hiện đại. Các chỉ tiêu được tính toán như bảng 4.12.

Bảng 4. 13 Các chỉ tiêu đo lường đa dạng hóa doanh thu, thu nhập và tài sản

STT

Công thức tính	Ghi chú
1	DIV1 = 1-\|૛࢞ − ૚\|	Với x là tỷ lệ tổng thu nhập phi truyền thống so với tổng thu nhập hoạt động
2	DVI2 = ቈ૚ − ൤ቀࡵࡺࢀ૛+ ቀ࡯ࡻࡹ ૛+ ቀࢀࡾ࡭ࡰ ૛+ ቀࡻ࢚ࢎࢋ࢘ ૛൨቉ ∗ ૚૙૙ ቁ ቁ ቁ ቁ ࡾࢂࡱ ࡾࢂࡱ ࡾࢂࡱ ࡾࢂࡱ	Với INT, COM, TRAD, Other lần lượt là thu nhập từ lãi suất, thu nhập từ phí và hoa hồng, thu nhập từ kinh doanh chứng khoán, vàng ngoại hối và thu nhập khác. RVE là tổng thu nhập.
3	DIV3 = 1-\|૛࢞ − ૚\|	Với x là dư nợ trên tổng tài sản

Có thể bạn quan tâm!

Xem toàn bộ 191 trang tài liệu này.

Nguồn: Thực hiện theo Trinugroho và các tác giả (2014); Lin và các tác giả (2012). DIV1 và DIV3 có giá trị từ 0 đến 1. DIV2 có giá trị từ 0 đến 0.75. Giá trị lớn hơn thể hiện mức độ đa dạng hóa cao hơn.

Hình 4.6 mô phỏng xu hướng mức độ đa dạng hóa thu nhập, đa dạng hóa doanh thu và đa dạng hóa tài sản giai đoạn 2008-2014. Các xu hướng cho thấy các NHTM có mức đa dạng hóa tài sản rất ít biến động. Tỷ trọng nợ vẫn chiếm mức cao trong tổng tài sản qua nhiều năm trong hệ thống NHTM Việt Nam. Lin và các tác giả (2012) cho rằng các ngân hàng thực hiện chiến lược đa dạng hóa doanh thu và tài sản cao khi tỷ lệ thu nhập phi truyền thống so với thu nhập hoạt động cao và tỷ lệ nợ trên tài sản ở mức thấp. Với tài sản, thu nhập được đa dạng hóa nhiều hơn các NHTM có

nhiều rủi ro hơn nên họ có thể thiết lập lãi cận biên lớn hơn. Tuy nhiên một số nhà nghiên cứu khác như Maudos & Solisa (2009), Triugroho và các tác giả (2014) cho rằng các ngân hàng thực hiện chiến lược tài trợ chéo khi thực hiện đa dạng hóa sản phẩm kinh doanh phi truyền thống. Điều này hàm ý mối tương quan ngược chiều giữa đa dạng hóa và lãi cận biên. Khả năng các NHTM Việt Nam cũng thực hiện chiến lược tài trợ chéo, mối tương quan ngược chiều được kỳ vọng sẽ được tìm thấy trong mô hình thực nghiệm. Hai chỉ tiêu đo lường đa dạng hóa thu nhập và doanh thu có xu hướng trái ngược nhau. Theo cách tính của Trinugroho và các tác giả (2014) các NHTM Việt Nam đang có xu hướng đa dạng hóa các thu nhập trong khi phương pháp tính của Lin và các tác giả (2012) lại cho thấy xu hướng thu hẹp. Tuy nhiên khi quan sát chi tiết, cả hai chỉ tiêu lại có cùng xu hướng tăng trong thời gian 2011-2014. Đây là dấu hiệu cho thấy càng về sau các NHTM đã có chiến lược đa dạng hóa sản phẩm kinh doanh để có hiệu ứng tài trợ chéo giữa sản phẩm cho vay thuần túy và kinh doanh phi truyền thống.

Hình 4. 6 Mức độ đa dạng hóa thu nhập, doanh thu và tài sản của NHTM VN

0.9

0.8

0.7

0.6

0.5

0.4

0.3

0.2

0.1

DIV1 DIV3

DIV2

2008 2009 2010 2011 2012 2013 2014

Nguồn: Tính toán của tác giả. DIV1 và DIV2 đo lường đa dạng hóa thu nhập, DIV2 đo lường đa

dạng hóa tài sản. Các chỉ số tăng lên thể hiện mức độ đa dạng hóa cao hơn.

Bảng 4.13 trình bày kết quả phân tích các mô hình Robustness với phương pháp ước lượng FE. Bảng 4.14 trình bày kết quả phân tích các mô hình Robustness với phương pháp ước lượng GMMs . Kết quả ước lượng trong bảng 4.13 và 4.14 cho

thấy hầu hết các tham số ước lượng đều có tương quan đúng với kỳ vọng và không có nhiều khác biệt so với kết quả ước lượng trong phần 4.2.

– Trong mô hình kiểm chứng, tham số của biến sức mạnh thị trường, đa dạng hóa thu nhập có tương quan cùng chiều với lãi cận biên trong mức ý nghĩa thống kê ở tất cả các ước lượng. Kết quả này phù hợp với kết quả đã tìm được trước đó và kỳ vọng của nghiên cứu. Tham số biến đa dạng hóa tài sản có tương quan cùng chiều nhưng hệ số chưa có ý nghĩa thống kê.

– Biến chi phí cơ hội đo lường bằng chỉ tiêu tiền mặt/Tổng TS có tương quan

cùng chiều nhưng hệ số chưa có ý nghĩa thống kê.

Bảng 4. 14 Kết quả mô hình robustness với ước lượng Fixed effect

Diễn giải

Biến	FE-vce	FE-vce	FE-vce	FE-vce
(a)	(b)	(c)	(d)	(e)	(f)
Concentration ratio_income	ps1_cr	0.043	0.041
		(0.037)	(0.039)
Concentration ratio_asset	ps1_crasset			-0.032	-0.058
				(0.05)	(0.06)
Chi phí hoạt động (tổng chi phí hoạt động/Tổng
TS)	ps2	0.15	0.136	0.138	0.119
		(0.242)	(0.233)	(0.243)	(0.234)
Rủi ro tín dụng (Chi phí dự phòng/Tổng dư nợ)	ps3	0.171	0.135	0.165	0.126
		(0.15)	(0.142)	(0.152)	(0.144)
Độ ngại rủi ro (Vốn CSH/Tổng TS)	ps4	0.071*	0.081*	0.07*	0.08*
		(0.022)	(0.022)	(0.022)	(0.022)
Rủi ro thị trường (SD VNIBOR 3 month)	ps5	0.014**	0.015**	0.014**	0.014**
		(0.006)	(0.006)	(0.006)	(0.006)
Biến tương tác ( PS3*PS5)	ps6	-0.154*	-0.118**	-0.159*	-0.125**
		(0.049)	(0.057)	(0.05)	(0.058)
Đa dạng doanh thu	div1	-0.016*	-0.017*	-0.017*	-0.017*
		(0.003)	(0.003)	(0.003)	(0.003)
Đa dạng thu nhập	div2	-0.002	-0.001	-0.002	-0.0003
		(0.004)	(0.004)	(0.004)	(0.004)
Đa dạng tài sản	div3	0.008	0.009	0.008	0.009
		(0.006)	(0.006)	(0.006)	(0.006)
Thanh toán ngoài lãi (Chi phí ngoài lãi
suất/Tổng TS)	ps12	0.343**	0.385*	0.339**	0.38**
		(0.131)	(0.141)	(0.13)	(0.14)
Chi phí cơ hội (Vốn lưu động/Tổng TS)	ps13	-0.021*		-0.021*
		(0.006)		(0.006)
Chi phí cơ hội (Tiền mặt/Tổng TS)	ps13b		0.023		0.026
			(0.019)		(0.019)
Efficiency (tổng chi phí/tổng doanh thu)	ps14	-0.08*	-0.075*	-0.079*	-0.073*
		(0.01)	(0.01)	(0.01)	(0.01)
Tỷ lệ tăng trưởng GDP hằng năm (%)	gdp	-0.374*	-0.353**	-0.352**	-0.324**
		(0.138)	(0.147)	(0.139)	(0.149)
Tỷ lệ lạm phát hằng năm (%)	inf	0.016	0.003	0.015	0.002
		(0.011)	(0.012)	(0.011)	(0.012)
Hằng số	_cons	0.104*	0.092*	0.104*	0.091*
		(0.012)	(0.011)	(0.012)	(0.011)
R-sq: within		0.73	0.71	0.73	0.71

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%. 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(X_it,u_i ) #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 4.14 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.

Bảng 4. 15 Kết quả ước lượng mô hình Robustness với phương pháp GMMs

Diễn giải

Biến	One step	Two step	One step	Two step
(a)	(b)	(c)	(d)	(e)	(f)
Lag M	L1.	0.087	-0.003	0.088	0.045
		(0.131)	(0.106)	(0.138)	(0.116)
Concentration ratio_income	ps1_cr	0.134	0.046
		(0.114)	(0.129)
Concentration ratio_asset	ps1_crasset			0.121***	0.115***
				(0.066)	(0.064)
Chi phí hoạt động (tổng chi phí hoạt động/Tổng
TS)	ps2	0.687**	0.98*	0.693*	0.983*
		(0.282)	(0.282)	(0.255)	(0.233)
Rủi ro tín dụng (Chi phí dự phòng/Tổng dư nợ)	ps3	0.243	0.403***	0.237**	0.292***
		(0.163)	(0.211)	(0.109)	(0.148)
Độ ngại rủi ro (Vốn CSH/Tổng TS)	ps4	0.082**	0.048	0.082*	0.059**
		(0.037)	(0.038)	(0.026)	(0.024)
Rủi ro thị trường (SD VNIBOR 3 month)	ps5	0.025***	0.029***	0.028**	0.027***
		(0.013)	(0.014)	(0.013)	(0.015)
Biến tương tác ( PS3*PS5)	ps6	-0.321	-0.553	-0.3	-0.442
		(0.276)	(0.414)	(0.279)	(0.346)
Đa dạng doanh thu	div1	-0.023*	-0.023*	-0.026*	-0.026*
		(0.004)	(0.005)	(0.004)	(0.005)
Đa dạng thu nhập	div2	-0.014*	-0.014*	-0.015*	-0.014*
		(0.005)	(0.005)	(0.005)	(0.005)
Đa dạng tài sản	div3	-0.003	-0.003	-0.002	-0.001
		(0.006)	(0.006)	(0.005)	(0.007)
Thanh toán ngoài lãi (Chi phí ngoài lãi
suất/Tổng TS)	ps12	0.059	0.107	0.029	0.031
		(0.153)	(0.162)	(0.173)	(0.153)
Chi phí cơ hội (Vốn lưu động/Tổng TS)	ps13	-0.019**	-0.018**
		(0.008)	(0.007)
Chi phí cơ hội (Tiền mặt/Tổng TS)	ps13b			0.018	0.01
				(0.034)	(0.051)
Efficiency (tổng chi phí/tổng doanh thu)	ps14	-0.094*	-0.092*	-0.094*	-0.095*
		(0.016)	(0.015)	(0.015)	(0.018)
Tỷ lệ tăng trưởng GDP hằng năm (%)	gdp	-0.276	-0.147	-0.257	-0.147
		(0.171)	(0.18)	(0.177)	(0.202)
Tỷ lệ lạm phát hằng năm (%)	inf	-0.008	-0.016	-0.033	-0.025
		(0.038)	(0.045)	(0.04)	(0.046)
Hằng số	_cons	0.11*	0.105*	0.106*	0.1*
		(0.024)	(0.018)	(0.02)	(0.019)
Number of () []		(36) [44]	(36) [44]	(37) [44]	(37) [44]
Arellano-Bond test for AR(1)		0.006	0.287	0.002	0.099
Arellano-Bond test for AR(2)		0.53	0.368	0.432	0.424
Hansen-J test (p-value)		0.252	0.252	0.179	0.179
P-value for levels: Hansen test excluding group/Difference (null H = exogenous)		0.17/0.43	0.17/0.43	0.62/0.07	0.62/0.07
P-value for iv: : Hansen test excluding group/Difference (null H = exogenous)		0.53/0.15	0.53/0.15	0.38/0.15	0.38/0.15

Nguồn: tính toán của tác giả. 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. Giá trị trong ngoặc đơn và ngoặc vuông dòng (Number of () []) là số biến công cụ và số đơn vị chéo. Vấn đề sai số trong ước lượng System GMM được khắc phục theo đề xuất Windmeijer (2005). Cuối mỗi bảng trình bày kết quả các kiểm định tự tương quan bậc 1 (Arellano-Bond test for AR(1) in first differences), tự tương quan bậc 2 (Arellano-Bond test for AR(2) in first differences), kiểm định độ tin cậy của mô hình (Hansen test) khi có ràng buộc quá mức (overidentification). Giả thuyết H0 của kiểm định Arellano –Bond là không tồn tại tự tương quan bậc nhất của phần dư trong ước lượng GMM hệ thống. Giả thuyết H0 của kiểm định Hansen là các ràng buộc (các biến công cụ) có ý nghĩa. Kết quả kiểm định Hansen (J test) và C test cho thấy tất cả các trường hợp các ràng buộc quá mức đều có giá trị. Nghĩa là biến công cụ phù hợp. Số biến công cụ nhỏ hơn số đơn vị chéo trong dữ liệu bảng cho thấy các kết quả ước lượng với biến công cụ có tính hiệu quả.

Như vây, kết quả phân tích cho thấy đúng như thảo luận ban đầu, lãi cận biên cao thường đi liền với kém hiệu quả của hệ thống tài chính và dẫn đến biến dạng tiết kiệm và đầu tư trong các mô hình kinh tế liên quan. Đến lượt mình, giảm tiết kiệm và đầu tư làm chậm tốc độ tăng trưởng và tạo việc làm. Hành vi thiết lập lãi cận biên cũng là yếu tố quan trọng ảnh hưởng đến truyền dẫn lãi suất bán lẻ không hoàn toàn, thể hiện hiệu lực thấp của CSTT. Đây là những lý do cho thấy tầm quan trọng của việc phân tích các yếu tố quyết định lãi cận biên trong hệ thống ngân hàng Việt Nam.

Kết quả mô hình thực nghiệm cho thấy sức mạnh thị trường, chi phí hoạt động, rủi ro tín dụng, thu nhập kinh doanh phi truyền thống, khoản thanh toán ngoài lãi tiền gửi, chi phí cơ hội, hiệu quả quản trị, có ảnh hưởng lớn đến lãi cận biên. Các ngân hàng với chi phí hoạt động cao, nhiều rủi ro đã truyền dẫn sang các khách hàng của họ bằng cách thiết lập mức giá cao hơn lãi suất cho các khoản tín dụng và lãi suất thấp đối với tiền gửi. Do đó dẫn đến tỷ lệ lãi cận biên cao hơn. Hành vi này làm giảm hiệu lực CSTT của NHNN. Cũng giống như các nước phát triển, thu nhập ngoài lãi của ngân hàng Việt Nam đã tăng lên trong những năm gần đây và các dấu tương quan cho thấy các ngân hàng đa dạng hơn để có lãi cận biên thấp hơn. Điều này phản ánh một chiến lược tài trợ chéo đang được các NHTM Việt Nam thực hiện. Tuy nhiên mô hình thực nghiệm cũng chỉ ra mối quan hệ này là phi tuyến (dạng chữ U). Khi hoạt động phi truyền thống tăng cao quá ngưỡng trong khoảng 1.05-1.40% rủi ro của chiến lược này lớn hơn nên thu nhập phi truyền thống không thể tài trợ chéo cho hoạt động cho vay truyền thống.

5. KẾT LUẬN VÀ CÁC HÀM Ý CHÍNH SÁCH

5.1 Các kết luận

Truyền dẫn lãi suất bán lẻ giữ vai trò quan trọng trong kênh truyền dẫn CSTT. Truyền dẫn lãi suất bán lẻ phản ảnh hiệu lực CSTT. Luận án đã thực hiện các phân tích đo lường hệ số số truyền dẫn lãi suất bán lẻ và tìm hiểu các yếu tố ảnh hưởng đến quá trình truyền dẫn lãi suất bán lẻ ở Việt Nam.

Qua các mô hình thực nghiệm, Luận án tìm thấy lãi suất bán lẻ và lãi suất chính sách có mối quan hệ đồng liên kết. Các hệ số truyền dẫn từ lãi suất chính sách đến lãi suất bán lẻ nhỏ hơn 1 trong mức ý nghĩa thống kê. Điều này hàm ý rằng truyền dẫn lãi suất bán lẻ không hoàn toàn.

Các mô hình thực nghiệm cũng giúp Luận án phát hiện các yếu tố ảnh hưởng đến quá trình truyền dẫn lãi suất bán lẻ ở Việt Nam. Đầu tiên, giai đoạn tăng minh bạch CSTT có tác động làm tăng hệ số truyền dẫn lãi suất bán lẻ. Điều này có nghĩa minh bạch CSTT làm tăng hiệu lực CSTT. Trong khi đó, đô la hóa cao có ảnh hưởng ngược chiều đến hệ số truyền dẫn lãi suất bán lẻ. Nghĩa là, khi hiện tượng đô la hóa tăng lên hiệu lực kênh truyền dẫn lãi suất sẽ giảm xuống.

Luận án cũng tìm ra bằng chứng cho thấy tồn tại điều chỉnh bất cân xứng lãi suất bán lẻ. Các kiểm định cho thấy giả thuyết hành vi thỏa hiệp định giá và hành vi người tiêu dùng cùng tồn tại ở Việt Nam.

Ngoài lãi suất chính sách, phân tích các yếu tố quyết định lãi cận biên đã giúp Luận án có thêm bằng chứng giải thích hành vi điều chỉnh lãi suất bán lẻ. Mô hình nghiên cứu hành vi thiết lập lãi cận biên dựa trên một mô hình lý thuyết hoàn chỉnh do Maudos & Solisa (2009) đề xuất. Đây là mô hình đã phát triển từ mô hình ban đầu của Ho & Saunders (1981) và các nghiên cứu của các tác giả sau đó. Luận án sử dụng đồng thời mô hình dữ liệu bảng thông thường và mô hình dữ liệu bảng động để xác định các yếu tố xác định lãi cận biên. Ngoài các yếu tố được đề cập trong mô hình của Maudos & Solisa (2009), Luận án còn xem xét mối quan hệ phi tuyến giữa thu nhập phi truyền thống và lãi cận biên ở hệ thống NHTM Việt Nam. Kết quả mô

hình thực nghiệm cho thấy sức mạnh thị trường, chi phí hoạt động, rủi ro tín dụng, thu nhập kinh doanh phi truyền thống, khoản thanh toán ngoài lãi tiền gửi, chi phí cơ hội, hiệu quả quản trị, có ảnh hưởng lớn đến lãi cận biên. Các ngân hàng với chi phí hoạt động cao, nhiều rủi ro đã truyền dẫn sang các khách hàng của họ bằng cách thiết lập mức giá cao hơn lãi suất cho các khoản tín dụng và lãi suất thấp đối với tiền gửi. Các NHTM Việt Nam đã thực hiện chiến lược tài trợ chéo. Tuy nhiên mô hình thực nghiệm cũng chỉ ra mối quan hệ này là phi tuyến (dạng chữ U). Khi hoạt động phi truyền thống tăng cao quá ngưỡng trong khoảng 1.05-1.40% rủi ro của chiến lược này lớn hơn nên thu nhập phi truyền thống không thể tài trợ chéo cho hoạt động cho vay truyền thống.

Với các kết quả đạt được từ mô hình thực nghiệm, Luận án đã bổ sung vào khoảng trống các tranh luận còn thiếu về truyền dẫn lãi suất bán lẻ ở Việt Nam, một điển hình của các nền kinh tế chuyển đổi đang trong giai đoạn phát triển. Luận án đã bổ sung thêm tranh luận ảnh hưởng của minh bạch CSTT, ảnh hưởng của đô la hóa đến hiệu lực CSTT. Đây là hai vấn đề rất phổ biến ở các nền kinh tế mới phát triển mà các nghiên cứu trước đây chưa thực hiện. Kết quả của Luận án thúc đẩy thực hiện các nghiên cứu các giải pháp thực hiện tăng minh bạch CSTT và kiểm soát đô la hóa ở Việt Nam để giúp tăng hiệu lực CSTT.

Khi vận dụng mô hình thiết lập lãi cận biên giải thích ảnh hưởng của các yếu tố ngoài lãi suất chính sách đến điều chỉnh lãi suất bán lẻ, Luận án đã phát triển và kiểm chứng giả thuyết mối quan hệ phi tuyến giữa lãi cận biên và thu nhập phi truyền thống. Mối quan hệ phi tuyến chưa được giải thích trong mô hình lý thuyết về lãi cận biên trước đây. Với phát hiện mối quan hệ phi tuyến giữa thu nhập ngoài lãi vay với lãi cận biên theo dạng chữ U, điều này hàm ý rằng nếu các NHTM tăng các hoạt động ngoài lãi vay quá mức sẽ không giúp các NHTM giảm lãi suất cho vay như giả thuyết tài trợ chéo mà ngược lại. Hiệu ứng phi tuyến dạng chữ U tìm thấy trong hệ thống NHTM Việt Nam cho biết lãi suất cho vay sẽ tăng lên khi thực

Xem tất cả 191 trang.

Ngày đăng: 01/12/2022