Các Nghiên Cứu Truyền Dẫn Chính Sách Tiền Tệ Gần Đây

Như vậy theo mô hình lý thuyết, các yếu tố tác động đến lãi cận biên của ngân hàng bao gồm:

a. Cấu trúc cạnh tranh của thị trường (α/β). Nhân tố này phụ thuộc vào độ co giãn của cầu cho vay và cung tín dụng (β), mức cầu cho vay hoặc cung tín dụng càng thấp thì giá trị của (β) càng thấp, lúc này ngân hàng có thể áp dụng một lãi cận biên cao nếu như thực hiện sức mạnh độc quyền. Do vậy, tỷ số α/β đại diện cho lợi nhuận độc quyền có thể có trong lãi cận biên ngân hàng.

b. Chi phí hoạt động trung bình. Việc đưa thêm chi phí hoạt động trung bình làm biến giải thích lãi cận biên trong nghiên cứu này như đã giới thiệu ở phần trước theo đề xuất của Lerner (1981). Các công ty có chi phí đơn vị cao sẽ cần có lãi cận biên cao để trang trải chi phí hoạt động. Ngay cả khi không có sức mạnh thị trường và bất kỳ loại rủi ro nào thì lãi cận biên dương là cần thiết để bù đắp cho chi phí hoạt động.

c. Quan điểm không thích rủi ro được diễn đạt bằng hệ số không thích rủi ro tuyệt đối. Rõ ràng là ngân hàng nào càng không thích rủi ro sẽ có lãi cận biên càng cao. Trong trường hợp ngân hàng không quan tâm đến rủi ro (ngân hàng là người tối đa hóa tài sản), thì lãi cận biên sẽ chỉ phụ thuộc vào sức mạnh thị trường vào chi phí hoạt động.

d. Độ bất ổn của lãi suất trên thị trường tiền tệ (σ2M). Độ bất ổn càng cao rủi ro

thị trường càng lớn và vì thế cần phải hoạt động với lãi cận biên cao. Bởi vì ngân hàng đòi hỏi một phần bù trong lãi cận biên.

e. Rủi ro tín dụng (σ2L). Tính bất ổn của tỷ suất sinh lợi trên các khoản vay (rủi

ro vỡ nợ) cao, lãi cận biên càng phải cao.

f. Hiệp phương sai hoặc tương tác giữa rủi ro lãi suất vào rủi ro tín dụng σLM.

Có thể bạn quan tâm!

Xem toàn bộ 191 trang tài liệu này.

g. Quy mô trung bình của hoạt động cho vay và tiền gửi ở ngân hàng và tổng số cho vay. Mô hình dự đoán rằng lãi cận biên đơn vị là một hàm gia tăng đối với quy mô hoạt động trung bình. Với một giá trị rủi ro tín dụng và rủi ro thị trường cho trước, quy mô hoạt động càng lớn thì tiềm ẩn thua lỗ càng nhiều,

vì thế ngân hàng sẽ yêu cầu lãi cận biên cao. Tương tự, khoản lỗ tiềm ẩn cao

cho các ngân hàng có quy mô cho vay lớn hơn.

Hạn chế trong mô hình Maudos và Fernández de Guevara (2004) là chưa xem xét các sản phẩm kinh doanh mới của ngân hàng hiện đại. Các ngân hàng hiện đại ngày nay không chỉ kinh doanh sản phẩm truyền thống thuần túy là nhận tiền gửi và cho vay mà còn có nhiều sản phẩm kinh doanh khác như bảo lãnh phát hành, kinh doanh chứng khoán, ngoại hối,… Các sản phẩm kinh doanh hiện đại ngày càng phổ biến và trở nên quan trọng cơ cấu thu nhập của ngân hàng. Vì vậy, Carbo & Rodriguez (2007), Maudous & Solisa (2009) đã phát triển mô hình xác định lãi suất biên bằng việc xem xét các nghiệp vụ mới của ngân hàng hiện đại. Các nhà nghiên cứu này đã xem xét đến ảnh hưởng của các hoạt động phi truyền thống (như kinh doanh chứng khoán) vào trong mô hình.

Nếu gọi bN là tỷ lệ thu nhập thu được từ hoạt động phi truyền thống. Như vậy lãi suất biên của ngân hàng khi xem xét có hoạt động truyền thống và phi truyền thống như sau:

s = a + b + bN (1.14)

Và giả định rằng quy mô giao dịch của khoản tiền gửi, cho vay và hoạt động phi truyền thống giống nhau, cùng một mức là Q, nghĩa là L= D = N = Q.

Gọi Y = (ܳ + 2ܫ଴)ߜଶ+ (ܳ − 2ܯ଴)ߜଶ+ 2(ܯ଴− ܫ଴− ܳ)ߜூெ và ܴ ≡ − ௎ᇱᇱ

(1.15)

ூ ெ ௎ᇱ

Cũng dựa trên nguyên tắc ngại rủi ro của ngân hàng và điều kiện tối đa hóa hàm hữu dụng tài sản. Các tham số được xác định như sau:

ܽ = ଵ ఈವ+ ஼(஽) + ோ[(ܳ − 2ܫ଴)ߜଶ+ (ܳ + 2ܯ଴)ߜଶ+ 2(ܫ଴− ܯ଴− ܳ)ߜூெ (1.16)

ଶ ఉವ ଶொ ସ ூ ூ

ܾ = ଵ ఈಽ+ ஼(௅) + ோ ܻ + ఋಽ

{2ܾ

ቀ1 + ఋಿቁ − ܴܻ − ଶ஼(ே)} (1.17)

ଶ ఉಽ ଶொ ସ

ସఉಽ ௅ ఋಽ ொ

ܾ = ଵ ఈಿ+ ஼(ே) + ோ ܻ + ఋಿ

{2ܾ

ቀ1 + ఋಽ ቁ − ܴܻ − ଶ஼(௅)} (1.18)

ே ଶ ఉಿ

ଶொ ସ

ସఉಿ ே ఋಿ ொ

Lưu ý trong các phương trình trên, ߙൗߚ đại diện cho sức mạnh thị trường với ߙ là hệ số chặn và β là hệ số góc trong các hàm về tiền gửi, cho vay và hoạt động phi truyền thống của ngân hàng. Q đại diện khối lượng giao dịch, R là giá trị tuyệt đối

của độ ngại rủi ro. ߪଶlà phương sai ngẫu nhiên của I.ߪଶ , đại diện cho bất ổn lãi suất

ூ ெ

thị trường. ߪூெ là hiệp phương sai của rủi ro tín dụng và rủi ro thị trường. ߜேݒà ߜ௅ là hệ số co dãn chéo của cầu khoản vay và hoạt động phi truyền thống của ngân hàng.

Trong trường hợp này giá trị biên gộp tối ưu theo (1.14) được xác định:

ܽ + ܾ + ܾ

1 ߙ஽ ߙ௅ ߙே ܥ(ܦ) + ܥ(ܮ) + ܥ(ܰ) ܴܳ

= ൬ + + ൰ + + [(3ܳ + 2ܫ )ߜଶ

ே 2 ߚ஽ ߚ௅ ߚே 2ܳ 4 ଴ ூ

ெ

+ (3ܳ − 2ܯ଴)ߪଶ+ 2(ܯ଴− ܫ଴− 3ܳ)ߪூெ

ߜ௅ ܾߚ௅ ߜே ߜே ߚ௅

+ ൜2 ൬ + ܾே൰ ൬1 + ൰ − ܴܻ ൬1 + ൰ൠ

4ߚ௅ ߚே ߜ௅ ߜ௅ ߚே

−

ଵ ఋಽ஼(ே)

ଶொ ( ఉಽ

+ ఋಿ஼(௅)

ఉಿ

) (1.19)

Nếu 2ܾ ቀ1 + ఋಽቁ − ܴܻ − ଶ஼(௅)< 0 nghĩa là 2ܾ ቀ1 + ఋಽ ቁ < ܴܻ + ଶ஼(௅) điều này

ே ఋಿ ொ ே ఋಿ ொ

hàm ý hoạt động phi truyền thống đã làm giảm mức lãi suất biên.

Như vậy theo mô hình lý thuyết ở (1.19) đã bao gồm các yếu tố tác động đến lãi cận biên của ngân hàng đã có trong (1.13) còn được bổ sung thêm yếu tố thu nhập phi truyền thống.

1.2.4.2 Các yếu tố bên ngoài mô hình lý thuyết

Ngoài các biến đã được chấp nhận trong mô hình lý thuyết để xác định lãi cận biên, nghiên cứu thực nghiệm còn cho thấy có nhiều biến khác cũng có ảnh hưởng đến lãi cận biên. Các nghiên cứu thực nghiệm trước đây cho thấy có các biến nên được sử dụng như sau:

a. Khoản thanh toán ngoài lãi tiền gửi đại diện cho các khoản thanh toán thêm cho người gửi tiền thông qua giảm phí dịch vụ hoặc các loại hình thanh toán khác. Biến này đại diện cho chi phí của ngân hàng nên khi có chi phí này ngân hàng thường có mức biên cao hơn. Vì vậy, biến này có hệ số kỳ vọng tương quan cùng chiều với lãi cận biên (Ho & Saunders, 1981; Angbazo, 1997; Saunders & Schumacher, 2000; Maudos & Fernández de Guevara, 2004; Maudos & Solisa, 2009).

b. Chi phí cơ hội của nắm giữ tài sản. Các nghiên cứu trước đây như Ho và Saunders, (1981), Angbazo (1997), Saunders & Schumacher (2000), Maudos & Fernández de Guevara (2004), Maudos & Solisa (2009) cho rằng với chi phí cơ hội của nắm giữ tài sản thanh khoản lớn hơn ngân hàng sẽ chuyển chi phí này sang cho khách hàng của mình và vì vậy lãi cận biên cũng lớn hơn. Điều này hàm ý chi phí cơ hội nắm giữ tài sản có tương quan cùng chiều với lãi cận biên.

c. Chất lượng quản lý. Các ngân hàng quản trị tốt sẽ lựa chọn tài sản sinh lợi cao và chi phí vốn thấp. Vì vậy ngân hàng có mức lãi cận biên thấp khi các ngân hàng này không có các tài sản hoạt động không hiệu quả. (Angbazo, 1997; Maudos & Fernández de Guevara, 2004; Maudos & Solisa, 2009).

Ngoài ra, các biến vĩ mô có vai trò như biến kiểm soát cũng có ảnh hưởng đến lãi suất biên của ngân hàng. Các biến được quan sát bao gồm tỷ lệ tăng trưởng kinh tế và lạm phát. Martínez & Mody (2004) đã dẫn chứng nhiều nghiên cứu trước đó cho

thấy lạm phát được dưa vào mô hình vì hai lý do: (1) Spread được đo bằng chênh lệch giữa lãi suất cho vay và lãi suất tiền gửi danh nghĩa17, nếu cú sốc lạm phát không truyền dẫn để cả hai loại lãi suất tương xứng với nhau nhanh chóng thì Spread sẽ phản ánh điều này. (2) Lạm phát có ảnh hưởng đến linh hoạt lãi suất

khoản vay vì vậy nó cũng ảnh hưởng đến Spead.

17 Hoặc được tính theo cách tổng tiền lãi nhận được chia cho tổng dư nợ trung bình trừ cho tổng tiền lãi phải trả chia cho tổng tiền gửi trung bình.

Tăng trưởng kinh tế được xem xét bởi vì yếu tố này phản ảnh hiệu ứng chu kỳ kinh tế. Lãi vay bị ảnh hưởng khi tăng trưởng kinh tế thay đổi. Khi những điều kiện khác không đổi nếu tăng trưởng kinh tế suy giảm, khả năng trả nợ của người đi vay cũng xấu đi. Điều này phản ánh mức lãi vay tăng cao hơn. Tuy nhiên, kết quả thực thực nghiệm trong nhiều năm qua cho thấy ảnh hưởng của tăng trưởng kinh tế đến lãi cận biên không giống nhau hoàn toàn ở nhiều quốc gia.

1.3 Các nghiên cứu truyền dẫn chính sách tiền tệ gần đây

Trong phần này, Luận án tóm lược một số kết quả thực nghiệm ở các nước và ở Việt Nam. Một số nghiên cứu đã được nêu trong phấn 1.2 ở khía cạnh giải thích lý thuyết được giới thiệu thêm kết quả thực nghiệm trong phần này. Phần này tác giả tập trung vào các nghiên cứu đo lường truyền dẫn lãi suất bán lẻ. Các nghiên cứu quan tâm nhiều đến vấn đề vì đây là phần quan trọng để đo lường hiệu lực của CSTT tại các quốc gia và vùng lãnh thổ.

Nghiên cứu thực nghiệm truyền dẫn lãi suất bán lẻ có thể thực hiện cho nhóm các quốc gia hoặc chỉ một quốc gia. Nhóm thứ nhất nghiên cứu cho một nhóm quốc gia, nhóm này tính toán hệ số truyền dẫn dài hạn giữa các biến lãi suất cho nhiều quốc gia khác nhau và cùng tìm thấy cấu trúc tài chính và môi trường vĩ mô có ảnh hưởng khác nhau đối với truyền dẫn lãi suất. Trong khi nhóm thứ hai sử dụng dữ liệu chuỗi thời gian để nghiên cứu về một quốc gia đặc biệt. Nhóm này nghiên cứu thay đổi của truyền dẫn lãi suất đối với các loại lãi suất khác nhau của định chế tài chính trong một quốc gia. Một số nghiên cứu cụ thể được trình bày trong phần tiếp theo bên dưới.

1.3.1 Các nghiên cứu quốc tế

Nhóm thứ nhất, các nghiên cứu so sánh nhóm các quốc gia thường thấy tại các quốc gia Liên Minh Châu Âu và Khối OECD. Các nghiên cứu vào khoảng giữa những năm 90 của Borio & Fritz (1995), Cottarelli & Kourelis (1994) cho thấy các thay đổi của lãi suất chính sách hoặc lãi suất thị trường liên ngân hàng không truyền dẫn

hoàn toàn vào lãi suất cho vay ngắn hạn của ngân hàng thương mại sau 3 tháng. Họ cũng tìm thấy hệ số truyền dẫn cao hơn đối với lãi suất có kỳ hạn dài. Gần đây Mojon (2000), Kleimeier & Sander (2002), Kwapil & Scharler (2006) đã tìm thấy tính cứng nhắc lãi suất ngắn hạn và không đồng nhất trong truyền dẫn lãi suất thị trường đến lãi suất bán lẻ của ngân hàng giữa các quốc gia khu vực Liên Minh Châu Âu.

Egert và các tác giả (2007) nghiên cứu truyền dẫn lãi suất ở 5 quốc gia Trung và Đông Âu – the Czech Republic, Hungary, Poland, Slovakia and Slovenia. Kết quả nghiên cứu tương đồng với các nghiên cứu trước khi tìm thấy truyền dẫn ở mức rất thấp đối với lãi suất tiền gửi qua đêm nhưng trở nên cao hơn với lãi suất tiền gửi kỳ hạn dài. Lãi suất cho vay của tổ chức phản ứng nhạy hơn với thay đổi của lãi suất chính sách so với lãi suất tiền gửi hoặc lãi suất cho vay hộ gia đình.

Wang & Lee (2009) nghiên cứu truyền dẫn lãi suất thị trường đến lãi suất bán lẻ của Mỹ và 9 quốc gia Châu Á. Để khắc phục vấn đề phương sai không đồng nhất trong của mô hình sửa lỗi truyền thống (có thể cho ước lượng chệch) tác giả sử dụng mô hình EC-EGARCH-M. Kết quả cho thấy hầu hết các trường hợp truyền dẫn không hoàn toàn. Tồn tại điều chỉnh lãi suất cứng nhắc ở một vài quốc gia. Hong Kong, Philippines và Đài Loan lãi suất cho vay điều chỉnh giảm cứng nhắc, các quốc gia Hong Kong, Malaysia, Philippines, Singapore và Đài Loan lãi suất tiền gửi điều chỉnh tăng cứng nhắc. Bất ổn lãi suất có ảnh hưởng cùng chiều đối với lãi suất cho vay tại các quốc gia Hong Kong, Nhật Bản và Maylasia và lãi suất tiền gửi của Mỹ, ảnh hưởng ngược chiều đối với lãi suất tiền gửi tại các quốc gia Hàn Quốc, Malaysia, Đài Loan và lãi suất cho vay của Philippines, Singapore, Thái Lan.

Karagiannis và các tác giả (2010) nghiên cứu về điều chỉnh lãi suất ở các quốc gia Châu Âu gồm Hy Lạp, Bulgaria và Slovenia. Dựa trên mẫu nghiên cứu từ tháng 1 năm 1999 đến tháng 4 năm 2004 đối với trường hợp của Hy Lạp và đến tháng 8 năm 2007 cho hai quốc gia còn lại, các tác giả tìm thấy truyền dẫn lãi suất cân xứng ở Hy Lạp và bất cân xứng tại Bualgaria và Slovenia. Nguyên nhân của truyền dẫn

lãi suất bất cân xứng tại hai quốc gia này có thể do khác biệt mức độ cạnh tranh, phát triển tài chính và tự do hóa tài chính trong hệ thống ngân hàng ở các quốc gia này. Kết quả ủng hộ giả thuyết lựa chọn đối nghịch tác động đến truyền dẫn bất cân xứng.

Nhóm thứ hai nghiên cứu nhiều ở các quốc gia phát triển, điển hình như DeBondt (2005) nghiên cứu Liên Minh Châu Âu, Neumark & Sharpe (1992) nghiên cứu ở Mỹ, Lim (2001) nghiên cứu về Australia,.... Nói chung các nghiên cứu này tìm thấy rằng tốc độ điều chỉnh lãi suất tiền gửi và cho vay của ngân hàng đối với thay đổi của lãi suất thị trường (lãi suất liên ngân hàng) liên quan đến nhiều yếu tố khác nhau như quy mô định chế tài chính, điều kiện tái cấp vốn.

Liu và các tác giả (2008) đã tìm thấy bằng chứng tăng cường minh bạch chính sách tiền tệ tại New Zealand đã làm giảm bất ổn của lãi suất chính sách và dẫn đến cạnh tranh hơn trong hệ thống ngân hàng thương mại.

Một số nghiên cứu ở quốc gia khu vực Đông Nam Á gần đây có Disyatat & Vongsinsirikul (2002) nghiên cứu phản ứng nền kinh tế đối với việc thắt chặt chính sách tiền tệ của Thái Lan. Nghiên cứu này tìm thấy truyền dẫn lãi suất ở Thái Lan thấp hơn các nước phát triển. Kết quả truyền dẫn lãi suất repo 14 ngày đến lãi suất cho vay ngắn hạn và lãi suất tiền gửi tương đối thấp. Tất cả các hệ số truyền dẫn thấp hơn 9%. Charoenseang & Manakit (2007) cũng tìm thấy mức truyền dẫn không hoàn toàn từ lãi suất repo 14 ngày đến các mức lãi suất bán lẻ tại Thái Lan cả trong ngắn hạn và dài hạn. Zulkhibri (2012) nghiên cứu truyền dẫn lãi suất bán lẻ gồm lãi suất tiền gửi và lãi suất cho vay tại Malaysia. Dựa vào khung phân tích của mô hình hiệu chỉnh sai số. Tác giả phân tích truyền dẫn lãi suất ngắn và dài hạn và phân tích vấn đề thỏa thuận định giá của định chế tài chính ở quốc gia này. Kết quả nghiên cứu tìm thấy truyền dẫn lãi suất bán lẻ không hoàn toàn. Tuy nhiên tốc độ và điều chỉnh về cân bằng khác nhau giữa các loại lãi suất và thể chế tài chính. Kết quả cũng cho biết tồn tại điều chỉnh lãi suất bất cân xứng tại Malaysia.

Kitamura và các tác giả (2015) nghiên cứu truyền dẫn lãi suất thị trường sang lãi suất cho vay ở các ngân hàng Nhật Bản. Các tác giả phân tích các yếu tố trên bảng cân đối kế toán của ngân hàng truyền dẫn đến lãi suất cho vay của NHTM. Kết quả trên mẫu toàn bộ các ngân hàng cho thấy hệ số truyền dẫn nhỏ hơn đối với các ngân hàng có tỷ lệ cho vay doanh nghiệp vừa và nhỏ lớn hơn; Hệ số truyền dẫn cũng thấp với ngân hàng có mức độ tập trung thị trường lớn hơn; Nghiên cứu này chưa tìm thấy bằng chứng thống kê ảnh hưởng của quy mô ngân hàng và hệ số an toàn vốn đến lãi suất cho vay, trong khi tỷ lệ thanh khoản có tác động cùng chiều đến lãi suất cho vay của các ngân hàng; Các đặc điểm nợ của ngân hàng như tỷ lệ vay bằng chứng từ thương mại và trái phiếu công ty trên tổng các khoản vay, tỷ lệ nợ trên vốn chủ sở hữu và hệ số khả năng thanh toán lãi vay có tương quan cùng chiều với lãi suất cho vay của ngân hàng. Trong nghiên cứu các yếu tố quyết định lãi suất cho vay dựa trên dữ liệu bảng của 122 quốc gia, Perera & Wickramanayake (2016) tìm thấy điều chỉnh lãi suất cho vay liên quan đến các biến kiểm soát kinh tế vĩ mô, hệ thống tài chính ngân hàng cũng như các yếu tố liên quan đến đặc điểm ngân hàng và chất lượng quản trị. Trong số các yếu tố, mức độ phát triển thị trường tài chính, sức mạnh thị trường và minh bạch chính sách của ngân hàng trung ương vẫn là yếu tố kinh tế vĩ mô quan trọng quyết định lãi suất cho vay.

Một số nghiên cứu về lãi cận biên được thực hiện ở nhiều quốc gia và các khu vực kinh tế trên thế giới. Một số nghiên cứu được thực hiện ở các quốc gia Châu Á như Lin và các tác giả (2012) nghiên cứu lãi cận biên ở các quốc gia Châu Á bao gồm China, India, Indonesia, Japan, Philippines, Singapore, South Korea, Taiwan và Thailand. Các bằng chứng đã được tìm thấy từ các nghiên cứu này là các ngân hàng đa dạng hóa sản phẩm có thể giảm khả tăng lãi cận biên hơn so với các ngân hàng chỉ tập trung một số sản phẩm. Điều này ngụ ý các ngân hàng khi đã đa dạng hóa sản phẩm có thể có sức cạnh tranh tốt hơn đối với hoạt động huy động và cho vay truyền thống. López-Espinosa và các tác giả (2011) nghiên cứu lãi cận biên ở các nền kinh tế phát triển và mới nổi trong đó có các quốc gia Châu Á như Indonesia, Japan và Korea. Nghiên cứu này sử dụng các biến bao gồm dự phòng nợ khó đòi,