Tài liệu Truyền dẫn lãi suất bán lẻ ở việt nam các thay đổi cấu trúc và hành vi của ngân hàng thương mại (tt)

BỘ GIÁO DỤC VÀ ĐÀO TẠO TRƯỜNG ĐẠI HỌC KINH TẾ THÀNH PHỐ HỒ CHÍ MINH NGUYỄN HỮU TUẤN TRUYỀN DẪN LÃI SUẤT BÁN LẺ Ở VIỆT NAM: CÁC THAY ĐỔI CẤU TRÚC VÀ HÀNH VI CỦA NGÂN HÀNG THƯƠNG MẠI TÓM TẮT LUẬN ÁN TIẾN SỸ KINH TẾ TP.HỒ CHÍ MINH THÁNG 12 NĂM 2016 1 BỘ GIÁO DỤC VÀ ĐÀO TẠO TRƯỜNG ĐẠI HỌC KINH TẾ THÀNH PHỐ HỒ CHÍ MINH NGUYỄN HỮU TUẤN TRUYỀN DẪN LÃI SUẤT BÁN LẺ Ở VIỆT NAM: CÁC THAY ĐỔI CẤU TRÚC VÀ HÀNH VI CỦA NGÂN HÀNG THƯƠNG MẠI TÓM TẮT LUẬN ÁN TIẾN SỸ KINH TẾ CHUYÊN NGÀNH: Tài chính – Ngân hàng MÃ SỐ: 62340201 NGƯỜI HƯỚNG DẪN KHOA HỌC: PGS.TS NGUYỄN THỊ NGỌC TRANG TP. HỒ CHÍ MINH THÁNG 12 NĂM 2016 2 MỤC LỤC PHẦN MỞ ĐẦU ............................................................................................................................. 4 1. CƠ SỞ LÝ THUYẾT VỀ TRUYỀN DẪN CSTT....................................................................... 5 1.1 Kênh truyền dẫn CSTT và vai trò lãi suất bán lẻ trong truyền dẫn CSTT ......................... 5 1.1.1 Kênh truyền dẫn chính sách tiền tệ ........................................................................................... 5 1.1.2 Truyền dẫn lãi suất chính sách vào lãi suất bán lẻ ..................................................................... 5 1.1.3 Truyền dẫn lãi suất bán lẻ phản ảnh hiệu lực chính sách tiền tệ ................................................. 5 1.2 Các yếu tố ảnh hưởng đến hiệu lực truyền dẫn chính sách tiền tệ ....................................... 5 1.2.1 Hành vi điều chỉnh cứng nhắc lãi suất bán lẻ............................................................................. 5 1.2.2 Hành vi điều chỉnh bất cân xứng lãi suất bán lẻ ........................................................................ 5 1.2.3 Ảnh hưởng của minh bạch chính sách tiền tệ, vấn đề đô la hóa................................................. 6 1.2.4 Hành vi thiết lập lãi cận biên của NHTM ................................................................................. 7 1.2.4.1 Mô hình lý thuyết về hành vi thiết lập lãi cận biên ................................................................. 7 1.2.4.2 Các yếu tố bên ngoài mô hình lý thuyết ................................................................................ 8 1.3 Các nghiên cứu truyền dẫn chính sách tiền tệ gần đây ........................................................ 9 1.3.1 Các nghiên cứu quốc tế ............................................................................................................ 9 1.3.2 Các nghiên cứu trong nước ...................................................................................................... 9 2. CHÍNH SÁCH TIỀN TỆ VÀ HỆ THỐNG NHTM VIỆT NAM ............................................. 10 2.1 Khung pháp lý chính sách tiền tệ ........................................................................................ 10 2.2 Minh bạch chính sách tiền tệ, kìm hãm tài chính và đô la hóa .......................................... 10 2.3 Hoạt động hệ thống ngân hàng thương mại Việt Nam ....................................................... 10 2.3.1 Quy mô ngành ngân hàng ...................................................................................................... 10 2.3.2 Hiệu quả hoạt động của ngành ngân hàng ............................................................................... 10 2.3.3 Sức mạnh thị trường của các NHTM Việt Nam....................................................................... 10 2.3.4 Hoạt động kinh doanh phi truyền thống trong hệ thống NHTM Việt Nam .............................. 10 3. PHƯƠNG PHÁP NGHIÊN CỨU VÀ DỮ LIỆU .................................................................... 11 3.1 Chuỗi thời gian không dừng và đồng liên kết......................................................................... 11 3.2 Ước lượng truyền dẫn lãi suất bán lẻ và hành vi điều chỉnh lãi suất bán lẻ .......................... 11 3.2.1 Ước lượng cân bằng dài hạn truyền dẫn lãi suất bán lẻ ............................................................ 11 3.2.2 Ước lượng cân bằng ngắn hạn và hành vi điều chỉnh lãi suất bán lẻ của NHTM ...................... 11 3.2.3 Mô hình cấu trúc- ảnh hưởng của minh bạch CSTT và đô la hóa ............................................. 12 3.3 Ứng dụng mô hình dữ liệu bảng nghiên cứu hành vi thiết lập lãi cận biên ....................... 12 3.4 Dữ liệu nghiên cứu ................................................................................................................. 15 4. KẾT QUẢ PHÂN TÍCH THỰC NGHIỆM.............................................................................. 15 4.1. Hiệu lực truyền dẫn lãi suất bán lẻ và hành vi điều chỉnh lãi suất bán lẻ............................. 15 4.1.1 Kiểm định nghiệm đơn vị và đồng liên kết ............................................................................. 15 4.1.2 Kết quả cân bằng dài hạn ........................................................................................................ 15 4.1.3 Tác động của minh bạch chính sách tiền tệ và đô la hóa ......................................................... 16 4.1.3.1 Thay đổi cấu trúc: Minh bạch chính sách tiền tệ ................................................................... 16 4.1.3.2 Đô la hóa và truyền dẫn lãi suất bán lẻ ................................................................................ 18 4.1.4 Kết quả ước lượng cân bằng ngắn hạn và tốc độ điều chỉnh lãi suất bán lẻ .............................. 18 4.1.5 Hành vi điều chỉnh lãi suất lẻ bất cân xứng ............................................................................. 19 4.2 Các yếu tố quyết định lãi cận biên tác động đến điều chỉnh lãi suất bán lẻ ........................... 19 4.2.1 Kết quả mô hình dữ liệu bảng với ước lượng Fixed effect ...................................................... 19 4.2.2 Kết quả mô hình dữ liệu bảng động ....................................................................................... 21 4.3 Các mô hình kiểm chứng (Robustness checks) ................................................................... 23 4.3.1 Truyền dẫn lãi suất bán lẻ tiếp cận từ mô hình VAR ............................................................... 23 4.3.2 Mô hình kiểm chứng hành vi thiết lập lãi cận biên ................................................................. 24 5. KẾT LUÂN VÀ CÁC HÀM Ý CHÍNH SÁCH ........................................................................ 27 5.1 Các kết luận ............................................................................................................................. 27 5.2 Các hàm ý chính sách.............................................................................................................. 27 CÁC CÔNG TRÌNH KHOA HỌC ĐÃ CÔNG BỐ CỦA TÁC GIẢ ........................................... 29 3 TÓM TẮT Nghiên cứu này phân tích truyền dẫn lãi suất bán lẻ ở Việt Nam, trong đó bổ sung vào khoảng trống nghiên cứu sự thay đổi cấu trúc tài chính và hành vi của NHTM ảnh hưởng đến hiệu lực chính sách tiền tệ (CSTT) của Việt Nam. Phương pháp sử dụng trong luận án là phương pháp ước lượng OLS Engle & Granger (1987), MLECM - Phillips & Loretan (1991) dựa trên dữ liệu lãi suất theo tháng giai đoạn 1999-2014, cùng với ước lượng System GMM với dữ liệu từ báo cáo tài chính của 44 NHTM Việt Nam giai đoạn 2008-2014. Các kết quả nghiên cứu cho thấy truyền dẫn lãi suất bán lẻ là không hoàn toàn ở Việt Nam; Trong giai đoạn minh bạch chính sách tiền tệ, hiệu lực CSTT tăng lên. Đô la hóa cao có thể là nguyên nhân làm giảm hiệu lực CSTT; Hành vi thỏa hiệp định giá, hành vi người tiêu dùng và hành vi thiết lập lãi cận biên cao để bù đắp rủi ro trong hoạt kinh doanh của các NHTM ở Việt Nam cũng là lý do giải thích truyền dẫn lãi suất bán lẻ không hoàn toàn. Từ khóa: Truyền dẫn lãi suất bán lẻ,minh bạch chính sách tiền tệ, đô la hóa, lãi cận biên. PHẦN MỞ ĐẦU Lý do lựa chọn đề tài Trong cơ chế truyền dẫn lãi suất, chúng ta dễ dàng nhận ra yếu tố trung gian là lãi suất bán lẻ bao gồm lãi suất tiền gửi và lãi suất cho vay sẽ quyết định mức độ thành công của CSTT. Hệ thống tài chính của của Việt Nam cho đến nay chủ yếu vẫn phụ thuộc nhiều vào hệ thống ngân hàng thương mại. Điều này hàm ý kênh truyền dẫn lãi suất bán lẻ sẽ giữ vai trò quan trọng trong điều hành CSTT. Các nghiên cứu về truyền dẫn lãi suất bán lẻ không chỉ có ý nghĩa về học thuật mà còn giúp các nhà hoạch định chính sách có các thông tin hữu ích thực hiện các quyết định chính sách. Từ ý nghĩa này, tác giả đã thực hiện nghiên cứu truyền dẫn lãi suất bán lẻ trong đó nhấn mạnh đến sự thay đổi cấu trúc và hành vi của hệ thống NHTM đến sự truyền dẫn này. Khoảng trống nghiên cứu truyền dẫn lãi suất bán lẻ ở Việt Nam Ở Việt Nam, vấn đề nghiên cứu truyền dẫn chính sách tiền tệ còn khá mới mẻ, các nghiên cứu truyền dẫn lãi suất bán lẻ phần nhiều tập trung vào đo lường hệ số truyền dẫn, chưa phân tích chuyên sâu các yếu tố hành vi của NHTM tác động đến độ lớn hệ số truyền dẫn. Đây là khoảng trống nghiên cứu lớn cần được bổ sung. Việt Nam từ sau năm 2007 đã có các thay đổi về minh bạch CSTT và kiểm soát đô la hóa. Các thay đổi cấu trúc này có thể có ảnh hưởng đến hiệu lực CSTT. Mặc dù giả thuyết này có cơ sở nhưng các nghiên cứu về truyền dẫn lãi suất bán lẻ đã thực hiện trước đây chưa thảo luận sâu vào vấn đề minh bạch chính sách tiền tệ và đô la hóa ở Việt Nam có ảnh hưởng gì đến truyền dẫn lãi suất không. Vì thế, nghiên cứu tác động của minh bạch CSTT và đô la hóa đến truyền dẫn lãi suất bán lẻ là một khoảng trống nghiên cứu cần được bổ sung. Đối tượng nghiên cứu Mục đích nghiên cứu Phạm vi nghiên cứu Phương pháp nghiên cứu Ý nghĩa khoa học và thực tiễn của Luận án và những điểm mới trong nghiên cứu Kết cấu của Luận án 4 1. CƠ SỞ LÝ THUYẾT VỀ TRUYỀN DẪN CHÍNH SÁCH TIỀN TỆ 1.1 Kênh truyền dẫn CSTT và vai trò lãi suất bán lẻ trong truyền dẫn CSTT 1.1.1 Kênh truyền dẫn chính sách tiền tệ 1.1.2 Truyền dẫn lãi suất chính sách vào lãi suất bán lẻ Rousseas (1985) đã xây dựng mô hình mô tả cách mà các NHTM thiết lập lãi suất bán lẻ. Mô hình này được xây dựng dựa trên lý thuyết ‘markup pricing’1 trong điều kiện ngân hàng cạnh tranh không hoàn hảo. Theo Rousseas, các ngân hàng là chủ thể định giá trên thị trường cho vay, các ngân hàng thiết lập lãi suất bán lẻ bằng cách cộng thêm lợi nhuận biên vào biến phí như phương trình (1.1). i = k(u) (1.1) Với i là lãi suất khoản vay; u là biến phí đơn vị và k là lợi nhuận biên cộng thêm theo biến phí hoặc markup2. Dựa trên các mô hình định giá do Rousseas (1985), Ho & Sauders (1981), Bondt (2002) mô hình thực nghiệm phổ biến để nghiên cứu truyền dẫn lãi suất được thiết lập như sau: = + (1.2) Trong đó i là lãi suất do ngân hàng thiết lập (lãi suất bán lẻ), vốn và là là hệ số markup3, u là chi phí nguồn hệ số truyền dẫn lãi suất bán lẻ. 1.1.3 Truyền dẫn lãi suất bán lẻ phản ảnh hiệu lực chính sách tiền tệ Hiệu lực chính sách tiền tệ có thể được xem xét thông qua kênh truyền dẫn lãi suất. Khi ngân hàng trung ương điều chỉnh lãi suất ngắn hạn, hành động này tác động đến lãi suất thực do ngân hàng thương mại điều chỉnh lãi suất cho vay dành cho khách hàng của mình. Kênh truyền dẫn lãi suất trở nên có hiệu lực nếu ngân hàng thương mại nhanh chóng chuyển tải thay đổi từ lãi suất chính sách sang khách hàng của mình. Nếu ngược lại kênh truyền dẫn lãi suất là kém hiệu lực. 1.2 Các yếu tố ảnh hưởng đến hiệu lực truyền dẫn chính sách tiền tệ 1.2.1 Hành vi điều chỉnh cứng nhắc lãi suất bán lẻ Các nghiên cứu về truyền dẫn lãi suất bán lẻ thường quan tâm đến quá trình điều chỉnh về trạng thái cân bằng khi lãi suất bán lẻ lệch khỏi vị trí này. Aziakpono & Wilson (2010) cho biết nếu lãi suất chính sách thay đổi tạo ra một thay đổi nhỏ hơn trong lãi suất thị trường, khi đó lãi suất thị trường gọi là cứng nhắc. Nhiều nghiên cứu đã tìm thấy bằng chứng về sự điều chỉnh cứng nhắc của lãi suất như nghiên cứu của Hannan & Berger (1991), Neumark & Sharpe (1992) Cottarelli & Kourelis (1994), Egert và các tác giả (2007). 1.2.2 Hành vi điều chỉnh bất cân xứng lãi suất bán lẻ Như đã đề cập trên đây, nếu lãi suất chính sách hoặc lãi suất liên ngân hàng với lãi suất bán lẻ tồn tại mối quan hệ cân bằng, thì khi lãi suất bán lẻ dịch chuyển khỏi vị trí cân bằng sẽ diễn ra quá trình điều chỉnh. Nếu tốc độ điều chỉnh thay đổi do điều kiện thị trường hoặc thông tin thị trường thì tỷ lệ 1 Mô hình thiết lập giá bán có cộng thêm phần lợi nhuận. Trong mô hình này giá bán bao gồm chi phí đơn vị và suất sinh lợi trên doanh thu. 2 Phần cộng thêm trong mô hình định giá 3 Hệ số này đại diện cho mức công thêm trong mô hình định giá. 5 markup4 hoặc markdown của truyền dẫn và hệ số truyền dẫn có thể khác nhau. Đây là trường hợp bất cân xứng trong truyền dẫn. Ngược lại, nếu tỷ lệ markup hoặc markdown và hệ số truyền dẫn không khác nhau thì trường hợp này được gọi là cơ chế truyền dẫn cân xứng. Nhiều nghiên cứu tin rằng lý do giải thích tại sao điều chỉnh lãi suất bán lẻ có tính cứng nhắc là do quá trình điều chỉnh bất cân xứng lãi suất bán lẻ. Theo như Hannan & Berger (1991) và Neumark & Sharpe (1992) có hai nguyên nhân tạo ra bất cân xứng: giả thuyết thỏa hiệp định giá (collusive pricing arrangements) và giả thuyết hành vi người tiêu dùng (consumer behavior or customer reaction). Thỏa hiệp định giá ngụ ý cứng nhắc trong nâng lãi suất tiền gửi và giảm lãi suất cho vay. 1.2.3 Ảnh hưởng của minh bạch chính sách tiền tệ, vấn đề đô la hóa Về lý thuyết, tính minh bạch được hiểu là tình trạng thông tin cân xứng. Giảm thông tin bất cân xứng giữa nhà hoạch định chính sách tiền tệ và khu vực tư nhân có thể tăng minh bạch chính sách tiền tệ. Geraats (2002) đã chỉ ra năm khía cạnh khác nhau của minh bạch ngân hàng trung ương bao gồm minh bạch chính trị, minh bạch kinh tế, minh bạch thủ tục, minh bạch chính sách và minh bạch hoạt động. Thực hiện chính sách lạm phát mục tiêu cũng được xem như thước đo minh bạch chính sách tiền tệ. Eijffingery & Geraats (2003); Geraats và các tác giả (2006); Liu và các tác giả (2008); Mishra và các tác giả (2010) đều cho rằng tính minh bạch có quan hệ đồng biến với hệ số truyền dẫn lãi suất bán lẻ. Sang thế kỷ 21, xu hướng hội nhập toàn cầu trở nên phổ biến hơn, các vấn đề về minh bạch chính sách cũng được các quốc gia quan tâm nhiều hơn. Collins-Williams & Wolfe (2010) cho rằng nguyên tắc minh bạch của các thành viên khi tham gia vào tổ chức WTO như một công cụ chính sách mới. Thương mại trong quy định của WTO bao gồm các dịch vụ tài chính vì vậy minh bạch chính sách thương mại sẽ bao gồm cả minh bạch của các ngân hàng trung ương, của chính phủ liên quan đến chính sách tiền tệ. Basu (2008) cho rằng quá trình xin gia nhập WTO, trong một số hoàn cảnh, có thể dẫn đến hành động cải thiện tích cực chính sách kinh tế trong nước ở các quốc gia thành viên. Tác giả sử dụng kỹ thuật biến dummy trong mô hình nghiên cứu. Các kết quả cho thấy các quốc khi trở thành thành viên WTO có cải thiện chính sách kinh tế và thể chế so với trước đó. Tương tư, Aaronson & Abouharb (2013) cho rằng các gia khi gia nhập WTO sẽ cải thiện được khả năng quản trị do hiệu ứng lan tỏa. Các quốc gia khi gia nhập vào WTO sẽ sẽ tiến hành cải thiện hiệu quả quản trị liên quan đến công bố số liệu, thủ tục hành chính, tiếp cận thông tin, và vấn đề công bằng và bình đẳng để có được lợi thế trong đàm phán gia nhập. Hoặc sau khi gia nhập, các quốc gia thành viên mới sẽ dần dần học để cải thiện hiệu quả quản trị như các cam kết khi gia nhập WTO. Tóm lại, khi chưa có những cải tiến mạnh mẽ về minh bạch CSTT như việc thực hiện chế độ lạm phát mục tiêu như một số quốc gia, thì việc gia nhập WTO có thể được xem là thời điểm các chính sách cần phải minh bạch hơn trong đó có CSTT Hiện tượng đô la hóa. Một số nghiên cứu về truyền dẫn CSTT thời gian gần đây quan tâm đến hiện tượng đô la hóa. Mức độ cao của đô la hóa tài chính có thể làm giảm tác động hiệu quả lãi suất chính 4 Hệ số β1 (hệ số cộng thêm) trong mô hình định giá lãi suất bán lẻ (Rousseas, 1985), xem phương trình (1.2) mục 1.1.2. Trong trường hợp hệ số β1 có giá trị âm được gọi là markdown (Wang & Lee, 2009). 6 sách đồng nội tệ. Mức độ tác động lên lãi suất bán lẻ có thể giảm khi các ngân hàng tăng lãi suất chính sách đồng nội tệ, do hiệu lực chính sách bị giới hạn bởi khả năng nền kinh tế chuyển sang sử dụng công cụ ngoại tệ. (Acosta-Ormaechea & Coble, 2011). Hơn nữa, trong nền kinh tế bị đô la hóa, khi nội tệ mất giá nghiêm trọng có thể có một tác động lan truyền đến nền kinh tế thông qua hiệu ứng giảm bất lợi của mất giá nội tệ trên các báo cáo tài chính (các công ty sử dụng ngoại tệ để giảm bất lợi do nội tệ mất giá), điều này như một lời nhắc nhở về nỗi sợ hãi thả nổi tỷ giá (Calvo & Reinhart, 2002; Leiderman và các tác giả, 2006). Havrylyshyn & Beddies (2003) đã tìm thấy trong nền kinh tế có hiện tượng đô la hóa cao tỷ giá hối đoái có nhiều bất ổn và cầu tiền thiếu ổn định. Đô la hóa làm còn làm cho kênh truyền dẫn lãi suất kém hiệu lực. Điều này ngụ ý rằng hệ số truyền dẫn của kênh lãi suất sẽ nhỏ hơn so với kênh tỷ giá khi nền kinh tế có hiện tượng đô la hóa cao. Bằng nghiên cứu thực nghiệm, Isakova (2008) đã tìm thấy bằng chứng chứng tỏ hiệu lực mạnh hơn của kênh tỷ giá hối đoái tại các nền kinh tế Trung Á (các quốc gia có hiện tượng đô la hóa cao)5. 1.2.4 Hành vi thiết lập lãi cận biên của NHTM Ho & Saunders (1981) lập luận rằng biến đổi của lãi suất bán lẻ một phần phụ thuộc vào chi phí vốn vay và một phần khác phụ thuộc vào tỷ lệ lãi suất biên. Tỷ lệ biên như một tấm đệm giúp ngân hàng ứng phó với các rủi ro. Nghĩa là lãi suất huy động (rD) sẽ bằng lãi suất thị trường (r) trừ một khoảng lãi suất biên (a), trong khi lãi suất cho vay (rL) sẽ bằng lãi suất thị trường cộng với một khoảng lãi suất biên (b). Mô hình này cũng được các nhà nghiên cứu về sau đồng thuận (Saunders & Schumacher, 2000; Maudos & Fernandez de Guevara, 2004; Maudos & Solísa, 2009). Như vậy ngoài lãi suất thị trường, tỷ lệ biên cũng là cơ sở để ngân hàng định giá lãi suất bán lẻ. Để tối đa hóa lợi ích, các ngân hàng không thiết lập lãi suất huy động và lãi suất cho vay một cách riêng biệt mà luôn có quan sát và cân đối trước khi quyết định. Giải bài toán tối ưu hóa đồng thời tham số a và b trong mô hình sẽ giúp nhà nghiên cứu tìm thấy các yếu tố quyết định lãi suất bán lẻ ngoài yếu tố lãi suất thị trường. Ho & Saunders (1981) đã sử dụng bài toán lãi cận biên (rL-rD) để tìm ra các yếu tố quyết định tham số a và b trong mô hình định giá. Nói cách khác, lãi cận biên chính là một phần trong câu chuyện định giá của nhà quản trị ngân hàng. Hành vi thiết lập lãi cận biên của NHTM phụ thuộc vào các yếu tố quyết định lãi cận biên. Mô hình lý thuyết chỉ ra lãi cận biên có quan hệ tuyến tính với yếu tố có thể đo lường được6. Điều này ngụ ý rằng, các yếu tố chi phối lãi cận biên sẽ giải thích phần nào lý do lãi suất bán lẻ thay đổi không tương xứng với lãi suất chính sách. 1.2.4.1 Mô hình lý thuyết về hành vi thiết lập lãi cận biên Các nghiên cứu về lãi cận biên bắt đầu từ mô hình phân tích các yếu tố quyết định mức lãi suất biên của ngân hàng trong nghiên cứu của Ho & Saunders (1981). Hai tác giả đã nghiên cứu thực nghiệm mô hình ngân hàng tại Mỹ. Trong mô hình này, các ngân hàng được giả định chỉ có hoạt động kinh doanh truyền thống bao gồm cho vay và huy động vốn. Mô hình được thiết lập như sau: 5 6 Các quốc gia gồm Kazakhstan, Kyrgyz Republic vàTajikistan Các biến số này được trình bày trong phần mô hình lý thuyết xác định lãi cận biên. 7 = + (1.3) Trong đó: - s là chênh lệch giữa thu nhập từ lãi vay và chi phí huy động vốn; - α/β là tỷ số đo lường sức mạnh thị trường; - R là chỉ tiêu đo lường độ ngại rủi ro của ngân hàng; - Q đại diện cho quy mô giao dịch; - là giá trị bất ổn lãi suất thị trường. Maudos & Fernández de Guevara (2004) đã mở rộng mô hình xác định lãi suất biên. Trong nghiên cứu của mình, Maudos & Fernández de Guevara (2004) đã đưa thêm biến chi phí hoạt động vào mô hình lý thuyết. = + = 1 2 + + 1 2 + 1 ( ) 2 + ( ) 1 2 + [( + 2 0 ) 4 +( + ) 2 + 2( − ) 0 ] (1.12) = + 1 2 ( ) 1 + [( + 2 ) 2 4 − ) + 2( +( + ) ] (1.13) 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. b. Chi phí hoạt động trung bình.. c. Quan điểm không thích rủi ro được diễn đạt bằng hệ số không thích rủi ro tuyệt đối. d. Độ bất ổn của lãi suất trên thị trường tiền tệ (σ2M). e. Rủi ro tín dụng (σ2 L). Hiệp phương sai hoặc tương tác giữa rủi ro lãi suất vào rủi ro tín dụng σLM. f. g. Quy mô trung bình của hoạt động cho vay và tiền gửi ở ngân hàng và tổng số cho vay. 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. Trong trường hợp này giá trị biên gộp tối ưu theo (1.14) được xác định: + 3 ) + = + + 2 + + + 1+ ( ) − ( ) ( ) + [(3 + 2 ) 1+ − ( + (3 − 2 ( ) + ( ) ) ) + 2( − − (1.19) 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 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. 8 b. Chi phí cơ hội của nắm giữ tài sản c. Chất lượng quản lý. 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. 1.3 Các nghiên cứu truyền dẫn chính sách tiền tệ gần đây 1.3.1 Các nghiên cứu quốc tế 1.3.2 Các nghiên cứu trong nước Nghiên cứu kiểm chứng các kênh truyền dẫn CSTT. Để nghiên cứu kiểm chứng các kênh truyền dẫn CSTT ở Việt Nam, đa phần các nghiên cứu sử dụng mô hình VAR. Điển hình như Le Viet Hung & Pfau (2008), Chu Khánh Lân (2012), Trần Ngọc Thơ và Nguyễn Hữu Tuấn (2013), Bhattacharya (2014), Vo Xuan Vinh & Nguyen Phuc Canh (2014), Cao Thị Ý Nhi & Lê Thu Giang (2015). Mặc dù có với các dữ liệu ở ở thời điểm khác nhau, nhưng các kết quả nghiên cứu các kênh truyền dẫn CSTT ở Việt Nam đều tìm thấy kênh lãi suất có hiệu lực kém. Tuy nhiên, nguyên nhân nào làm cho kênh lãi suất kém hiệu lực vẫn chưa được giải thích. Với đặc điểm hệ thống tài chính chủ yếu là các NHTM nhưng kênh lãi suất lại kém hiệu lực lại thiếu vắng nghiên cứu hành vi của NHTM trong truyền dẫn CSTT ở Việt Nam là khoảng trống nghiên cứu lớn cần bổ sung. Các nghiên cứu truyền dẫn lãi suất bán lẻ. Một số nghiên cứu điển hình gần đây như Nguyễn Khắc Quốc Bảo & Nguyễn Hữu Huy Nhựt (2013), Đinh Thị Thu Hồng & Phan Đình Mạnh (2013), Lê Phan Thị Diệu Thảo & Nguyễn Thị Thu Trang (2014). Nhìn chung, thông qua phương pháp phân tích truyền dẫn lãi suất bán lẻ, các nghiên cứu cũng tìm thấy truyền dẫn lãi suất bán lẻ không hoàn toàn ở Việt Nam. Kết quả này hàm ý kênh lãi suất chưa đạt hiệu lực như mong muốn của nhà quản lý. Tuy nhiên các nghiên cứu hiện có cũng chưa giải thích đầy đủ vì sao truyền dẫn lãi suất bán lẻ là không hoàn toàn. Các vấn đề thay đổi cấu trúc, hành vi của NHTM tác động đến hệ số truyền dẫn lãi suất bán lẻ vẫn chưa được tranh luận. Các nghiên cứu thực nghiệm hành vi thiết lập lãi cận biên. Trong nước, các nghiên cứu thảo luận lãi cận biên của hệ thống NHTM rất ít bởi vì việc tiếp cận dữ liệu báo cáo tài chính của các ngân hàng rất khó khăn. Trong 3 năm gần đây (2011-2014), các bài viết công bố trên các tạp chí tài chính uy tín trong nước7 nghiên cứu về lãi suất chủ yếu thảo luận truyền dẫn lãi suất và có rất ít nghiên cứu thảo luận về lãi cận biên của NHTM, điển hình như nghiên cứu của Phạm Hoàng Ân & Nguyễn Thị Ngọc Hương8 (2013) được công bố trên Tạp chí Công Nghệ Ngân Hàng. 7 Tạp Chí Phát Triển Kinh Tế, Tạp Chí Kinh Tế & Phát Triển, Tạp chí Công Nghệ Ngân Hàng, Tạp chí Hội Nhập và Phát Triển. 8 Bài viết trước đó được đăng trên Tạp chí Khoa học – Số 01 (2013): 31 – 37 Trường Đại Học An Giang. 9 2. CHÍNH SÁCH TIỀN TỆ VÀ HỆ THỐNG NHTM VIỆT NAM 2.1 Khung pháp lý chính sách tiền tệ 2.2 Minh bạch chính sách tiền tệ, kìm hãm tài chính và đô la hóa 2.3 Hoạt động hệ thống ngân hàng thương mại Việt Nam 2.3.1 Quy mô ngành ngân hàng 2.3.2 Hiệu quả hoạt động của ngành ngân hàng 2.3.3 Sức mạnh thị trường của các NHTM Việt Nam 2.3.4 Hoạt động kinh doanh phi truyền thống trong hệ thống NHTM Việt Nam Cấu thành của thu nhập phi truyền thống của các NHTM Việt Nam được mô phỏng ở hình 2.6 và 2.7. Hình 2.6 mô phỏng các giá trị trung bình qua các năm của thu nhập phi truyền thống (M) và các cấu thành bao gồm thu nhập từ phí và hoa hồng (PS8), thu nhập từ kinh doanh chứng khoán (PS10), thu nhập từ kinh doanh vàng và ngoại hối (PS11) và cuối cùng là thu nhập khác (PS9). Hình 2.7 mô phỏng tỷ trọng của các khoản thu nhập vừa nêu đóng góp vào thu nhập phi truyền thống của các NHTM. Tất cả các khoản thu nhập đều được tính theo tỷ số giữa thu nhập ròng của từng loại so với tổng tài sản. Hình 2. 6 Diễn biến thu nhập phi truyền thống NHTM VN giai đoạn 2008-2013 0.005 0.004 PS8 0.003 PS9 0.002 PS10 0.001 PS11 0 2008 -0.001 2009 2010 2011 2012 2013 2014 Nguồn: Dữ liệu tác giả tính toán từ BCTC các NHTM 2008-2014. Thu nhập từ phí và hoa hồng (PS8), thu nhập từ kinh doanh chứng khoán (PS10), thu nhập từ kinh doanh vàng và ngoại hối (PS110) và cuối cùng là thu nhập khác (PS9). Hình 2. 7 Cơ cấu thu nhập phi truyền thống NHTM VN giai đoạn 2008-2014 120% 100% PS11 80% PS10 60% 40% PS9 20% PS8 0% -20% 2008 2009 2010 2011 2012 2013 2014 Nguồn: Dữ liệu tác giả tính toán từ BCTC các NHTM 2008-2014. Thu nhập từ phí và hoa hồng (PS8), thu nhập từ kinh doanh chứng khoán (PS10), thu nhập từ kinh doanh vàng và ngoại hối (PS110) và cuối cùng là thu nhập khác (PS9). 10 3. PHƯƠNG PHÁP NGHIÊN CỨU VÀ DỮ LIỆU 3.1 Chuỗi thời gian không dừng và đồng liên kết 3.2 Ước lượng truyền dẫn lãi suất bán lẻ và hành vi điều chỉnh lãi suất bán lẻ 3.2.1 Ước lượng cân bằng dài hạn truyền dẫn lãi suất bán lẻ Mối quan hệ cân bằng giữa lãi suất thị trường liên ngân hàng hoặc lãi suất chính sách với lãi suất bán lẻ được giải thích qua mô hình (3.3) (Bondt, 2002; Liu và các tác giả, 2008) yt =α0 + α1xt + εt (3.3) Trong đó, yt là lãi suất tiền gửi hoặc lãi suất cho vay. xt đại diện cho lãi suất thị trường liên ngân hàng hoặc lãi suất chính sách, εt là phần sai số. α0 và α1 là các tham số trong mối quan hệ cân bằng. Các chuỗi dữ liệu lãi suất được kỳ vọng là tổ hợp I(1) và sai số là chuỗi dừng9. Hệ số α0 đo lường markup hoặc markdown. Hệ số α1 đo lường hệ số truyền dẫn lãi suất bán lẻ. Nếu α1 =1 gọi là truyền dẫn hoàn toàn, α1 < 1 gọi là truyền dẫn không hoàn toàn và nếu α1 > 1 gọi là truyền dẫn quá mức (Wang & Lee, 2009; Liu và các tác giả, 2008; Bondt, 2002). Liu và các tác giả (2008) đã đề nghị áp dụng phương pháp Phillips & Loretan (1991) đề xuất khi đưa vào phương trình ước lượng biến trễ và biến tới. Ước lượng ngụ ý mối quan hệ động phi tuyến. = + ( + + )+∑ ∆ + (3.3c) +∑ 3.2.2 Ước lượng cân bằng ngắn hạn và hành vi điều chỉnh lãi suất bán lẻ của NHTM Phân tích cơ chế hiệu chỉnh của mô hình ECM (mô hình 3.4) giúp Luận án xác định được tốc độ và thời gian điều chỉnh về trạng thái cân bằng khi mối quan hệ giữa các chuỗi lãi suất trong (3.3) không được duy trì. Kết hợp với phân tích cấu trúc hiệu chỉnh sai số (mô hình 3.6) Luận án có thể trả lời cho câu hỏi có hay không điều chỉnh bất cân xứng lãi suất bán lẻ ở Việt Nam. )+∑ ∆ = ∆ + ( + + ∆ +∑ Trong đó ∆ + (3.4) = (yt-1=α0 – α1xt-1) mô tả mất cân bằng tại thời điểm (t-1) và đây là giá trị phần dư của quan hệ cân bằng thể hiện trong phương trình (3.3) nhưng với hệ số ước lượng từ phương trình (3.3c). Độ trễ điều chỉnh trung bình (MAL) của truyền dẫn hoàn toàn được tính như (3.5) MAL = (β0-1)/δ (3.5) MAL đơn giản là trung bình trọng số các độ trễ và đo lường tốc độ mà lãi suất bán lẻ phản ứng đối với các chuyển động của lãi suất thị trường liên ngân hàng hoặc lãi suất chính sách theo bước trễ. Để kiểm định điều chỉnh bất cân xứng của lãi bán lẻ cần quan tâm đến vị trí lệch khỏi trạng thái cân bằng. Trường hợp này biến giả (λ) được sử dụng. Trong đó λ nhận giá trị 1 khi εt-1 > 0 và nhận giá trị 0 khi εt-1 < 0. ∆ = ∆ + + (1 − ) +∑ ∆ +∑ ∆ + (3.6) Trong đó δ2 tương ứng với δ trong trường hợp khi εt-1 > 0 và δ3 tương ứng với δ trong trường hợp khi εt-1 < 0. Để phát hiện điều chỉnh bất cân xứng, kiểm định Wald được thực hiện. Giả thuyết H0 của kiểm định này là δ2 = δ3. Nếu H0 chưa có được chấp nhận trong mức ý nghĩa thống kê, khi đó mô hình tồn tại δ2 ≠ δ3. Điều này hàm ý rằng vấn đề điều chỉnh bất cân xứng lãi suất bán lẻ đang tồn tại. 9 Để thỏa mãn điều kiện tồn tại đồng liên kết như nêu trong phần 3.1 11 Độ trễ điều chỉnh trung bình bất cân xứng như sau: MAL+ = (β0-1)/δ2 (3.7) - MAL = (β0-1)/δ3 (3.8) + MAL ngụ ý tốc độ điều chỉnh trung bình khi lãi suất bán lẻ nằm phía trên vị trí cân bằng, ngược lại với MALNhư đã nêu trong 1.2.2, điều chỉnh bất cân xứng có thể được giải thích theo giả thuyết hành vi thỏa hiệp định giá và giả thuyết hành vi người tiêu dùng. Bằng cách so sánh giá trị tuyệt đối của δ2 và δ2 có thể xác định điều chỉnh bất cân xứng lãi suất bán lẻ theo hướng tăng lên hay giảm xuống. Chẳng hạn, với lãi suất tiền gửi nếu | | > | | cho biết tồn tại điều chỉnh bất cân xứng theo hướng tăng cứng nhắc. Điều này đồng nghĩa với giả thuyết thỏa hiệp định giá. Ngược lại nếu | | < | | cho biết tồn tại điều chỉnh bất cân xứng theo hướng giảm cứng nhắc. Điều này đồng nghĩa với giả thuyết hành vi người tiêu dùng (Wang & Lee, 2009; Haughton & Iglesias, 2012). 3.2.3 Mô hình cấu trúc- ảnh hưởng của minh bạch CSTT và đô la hóa Ảnh hưởng của minh bạch chính sách tiền tệ đến truyền dẫn lãi suất Như vậy, để phân tích ảnh hưởng của minh bạch chính sách tiền tệ đến truyền dẫn lãi suất, biến giả D07 và biến tương tác của biến giả D07 được đưa vào trong phương trình (3.3c), D07 nhận giá trị 0 cho những quan sát trước tháng 11 năm 2007 và nhận giá trị 1 cho những quan sát từ tháng 11 năm 2007 trở về sau. Ngoài ra, có quan điểm cho rằng các cam kết của Việt Nam trong WTO thực hiện theo lộ trình, cột mốc quan trọng trong lộ trình này là Quốc hội thông qua Luật các tổ chức tín dụng và Luật NHNN vào tháng 6 năm 2010. Phần 2.2, Nghiên cứu cũng thảo luận sâu về vấn đề này. Vì vậy, để có thêm bằng chứng so sánh, Nghiên cứu sử dụng điểm gãy cấu trúc minh bạch CSTT tháng 6 năm 2010. Biến giả D10 và biến tương tác của biến giả D10 được đưa vào trong phương trình (3.3c), D10 nhận giá trị 0 cho những quan sát trước tháng 6 năm 2010 và nhận giá trị 1 cho những quan sát từ tháng 6 năm 2010 trở về sau. Ảnh hưởng của tỷ lệ đô la hóa cao đến truyền dẫn lãi suất Để phân tích thay đổi cấu trúc mức độ đô la hóa, Nghiên cứu sử dụng phương pháp do Levy-Yeyati (2006) đề xuất. Levy-Yeyati (2006) đã sử dụng trung vị để phân chia mức đô la hóa cao và đô la hóa thấp. Biến giả FDC được sử dụng. Quá trình phân tích tương tự như biến D07. Những quan sát có giá trị lớn hơn mức trung vị nhận giá trị 1 và nhận giá trị 0 cho những quan sát còn lại. 3.3 Ứng dụng mô hình dữ liệu bảng nghiên cứu hành vi thiết lập lãi cận biên Mô hình như sau: = + + 12 + (3.9) Mô hình (3.9) được ước lượng với dữ liệu bảng10. Có ba dạng mô hình để ước lượng với dữ liệu bảng bao gồm Pooled, Fixed effect (FE) và Rankdom effect (RE). Trong Nghiên cứu này, mô hình Fixed effect (FE) được sử dụng để ước lượng mô hình (3.9). Ngoài ra, đặc điểm của lãi cận biên có thể tạo ra hiện tượng giá trị tỷ lệ cận biên hiện tại có thể chịu tác động của giá trị kỳ trước. Điều này cũng được nhiều nghiên cứu thực nghiệm trước đây phân tích (Carbo & Rodríguez, 2007; Maudos & Solisa, 2009; Chortareas và các tác giả, 2012). Vì lý do đó Luận án ước lượng mô hình (3.9) với dạng mô hình động: = + + + + (3.10) Mô hình 3.10 được Ước lượng theo phương pháp System GMM (GMMs). Mối quan hệ phi tuyến giữa thu nhập phi truyền thống và lãi cận biên Với giả thuyết H0: Tồn tại mối quan hệ phi tuyến giữa lãi cận biên và thu nhập phi truyền thống, Luận án xây dựng các biến và mô hình kiểm định giả thuyết. Nếu giả thuyết H0 trong trường hợp này được chấp nhận, nghĩa là tăng thu nhập phi truyền thống quá mức sẽ làm tăng lãi cận biên. Để tìm bằng chứng về mối quan hệ phi tuyến giữa lãi cận biên và thu nhập phi truyền thống, Nghiên cứu bổ sung biến thu nhập phi truyền thống bình phương vào mô hình (3.9). Lúc này mô hình (3.9) được viết lại như sau: = + + + _ Nếu giả thuyết H0 tồn tại kết quả ước lượng (3.11) cho thấy hệ số dương, trong khi hệ + (3.11) có ý nghĩa thống kê và có giá trị có ý nghĩa thống kê và có giá trị âm. Mối quan hệ kỳ vọng của các biến xác định lãi cận biên trong mô hình thực nghiệm được tóm lược tại bảng 3.1. 10 + Xem thêm R. Carter Hill và các tác giả (2011), chương 15. 13 Bảng 3. 1 Kỳ vọng mối quan hệ các biến xác định lãi cận biên Diễn giải Biến Sức mạnh thị trường (Concentration ratio_income) ps1_cr Sức mạnh thị trường (Concentration ratio_asset)* Chi phí hoạt động (tổng chi phí hoạt động/Tổng TS) ps1_crasset ps2 Nguồn Kỳ vọng + Tính toán từ dữ liệu BCTC Sử dụng trong nghiên cứu trước López-Espinosa và các tác giả (2011); Maudos & Solísa (2009); Maudos & Fernandez de Guevara (2004); Ho & Saunders (1980) + + Maudos & Fernandez de Guevara (2004) và Maudos & Solísa (2009), Rủi ro tín dụng (Chi phí dự phòng/Tổng dư nợ) ps3 + Maudos & Fernandez de Guevara (2004) và Maudos & Solísa (2009) Độ ngại rủi ro (Vốn CSH/Tổng TS) ps4 + McShane & Sharpe (1985); Maudos & Fernandez de Guevara (2004) và Maudos & Solísa (2009); Nguyen (2012) + Ho & Saunders (1981), Maudos và Guevara (2004), Carbo & Rodríguez (2007), Maudos & Solisa (2009) Tính toán từ dữ liệu Bloomb erg Rủi ro thị trường (SD VNIBOR 3 month) ps5 Biến tương tác ( PS3*PS5) ps6 - Maudos & Solisa (2009) PS7 +/- Maudos & Solisa (2009) và Maudos & Fernandez de Guevara (2004) Quy mô giao dich (logarithm dư nợ cho vay) Thu nhập từ phí và hoa hồng (Thu nhập từ phí và hoa hồng/Tổng TS) Thu nhập khác (Thu nhập khác /Tổng TS) Thu nhập từ kinh doanh chứng khoán (Lãi/lỗ/ kinh doanh chứng khoán/Tổng TS) Thu nhập từ kinh doanh vàng và ngoại hối (Lãi/lỗ kinh doanh ngoại hối/Tổng TS) ps8 ps9 ps10 ps11 PS8+PS9+PS10+PS11 psnon Thu nhập phi truyền thống bình phương psnon_sq Đa dạng doanh thu* div2 Đa dạng tài sản* Thanh toán ngoài lãi (Chi phí ngoài lãi suất/Tổng TS) div3 Chi phí cơ hội (Vốn lưu động/Tổng TS) ps13 Chi phí cơ hội (Tiền mặt/Tổng TS)* Hiệu quả quản trị (tổng chi phí/tổng doanh thu) ps13b Tỷ lệ lạm phát hằng năm (%) - Maudos & Solisa (2009) - div1 Đa dạng thu nhập* Tỷ lệ tăng trưởng GDP hằng năm (%) Tính toán từ dữ liệu BCTC Tính toán từ dữ liệu BCTC - Maudos & Solisa (2009) + Chưa sử dụng - Chưa sử dụng - Chưa sử dụng - Chưa sử dụng + Maudos & Solisa (2009), Ho & Saunders (1980) Maudos & Solisa (2009), López-Espinosa và cộng sự (2011) ps12 +/+/ps14 GSO +/- GSO +/- gdp inf Maudos & Solisa (2009) và Maudos & Fernandez de Guevara (2004) Martínez và Mody, 2004; Gelos, 2006; Carbo và Rodríguez, 2007; Claey và Vander Vennet, 2007; Maudos & Solisa (2009) Demirgüç-Kunt & Huizinga, 1999; Brock & Rojas, 2000; Martinez & Mody, 2004; Claeys & Vander Vennet, 2008; Maudos & Solisa (2009) Nguồn: Tổng hợp của tác giả. * các biến này được sử dụng trong mô hình kiểm chứng (robustness check) 14 3.4 Dữ liệu nghiên cứu Nghiên cứu sử dụng dữ liệu hàng tháng từ tháng 1 năm 1999 đến tháng 7 năm 2014. Mô tả các dữ liệu được tóm tắt trong Bảng 3.3. Để nghiên cứu hành vi thiết lập lãi cận biên, Luận án quan sát dữ liệu của 44 ngân hàng thương mại và tổ chức tài chính nội địa có hoạt động tương tự như NHTM ở Việt Nam. Bảng 3. 3 Các biến trong mô hình nghiên cứu truyền dẫn lãi suất bán lẻ Ký hiệu Diễn giải biến 1 Lãi suất tái cấp vốn 2 Lãi suất liên ngân hàng kỳ hạn 3 tháng 3 Lãi suất tín phiếu kho bạc kỳ hạn 365 ngày 4 5 Nguồn PR IFS VNIBOR3 Bloomberg Tbill IFS Lãi suất cho vay trung bình kỳ hạn dưới 12 tháng LD IFS Lãi suất tiền gửi trung bình kỳ hạn 3 tháng DR IFS Minh bạch CSTT. Biến giả nhận giá trị 1 cho những quan sát từ tháng 11/2007 trở đi và nhận giá trị 0 cho những quan sát 6 còn lại Tác giả tính D07 toán Minh bạch CSTT. Biến giả nhận giá trị 1 cho những quan sát từ tháng 6/2010 trở đi và nhận giá trị 0 cho những quan sát 7 còn lại Tác giả tính D10 toán Đô la hóa. Biến giả nhận giá trị 1 cho những quan sát lớn hơn giá trị trung vị (19,6%) và nhân giá trị 0 cho những quan 8 sát còn lại Tác giả tính DFDC toán Nguồn: Tổng hợp của tác giả 4. KẾT QUẢ PHÂN TÍCH THỰC NGHIỆM 4.1. Hiệu lực truyền dẫn lãi suất bán lẻ và hành vi điều chỉnh lãi suất bán lẻ 4.1.1 Kiểm định nghiệm đơn vị và đồng liên kết 4.1.2 Kết quả cân bằng dài hạn Kết quả ước lượng các tham số của theo phương pháp EG-OLS và PL được trình bày tóm tắt trong bảng 4.1. Hệ số của tham số α1 trong tất cả các trường hợp đều có ý nghĩa thống kê ở mức 1%. Các kiểm định về phần dư của các ước lượng EG-OLS đều là chuỗi dừng. Kết quả này cho thấy tồn tại mối cân bằng dài hạn giữa các biến lãi suất trong từng trường hợp. Khi thực hiện ước lượng theo phương pháp EG-OLS, hiện tượng tự tương quan làm cho kết quả ước lượng các tham số mất tính hiệu quả. Trong khi đó ước lượng theo phương pháp PL lại không thấy có hiện tượng tự tương quan11. 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 11 Trong các mô hình truyền dẫn lãi suất chính sách sang lãi suất tiền gửi, DW có giá trị 1.65. Đối chiếu với kết quả tra bảng của (Savin & White, 1997) với mức ý nghĩa 1% giá DW trong khoảng 1.592 – 1.757 15 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 Thị Diệu Thảo & Nguyễn Thị Thu Trang (2014) cũng tìm thấy truyền dẫn lãi suất bán lẻ không hoàn toàn ở Việt Nam. 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. Trong tất cả các trường hợp hệ số chặn, đại diện cho markup hoặc markdown, Nghiên cứu 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 hoặc huy động vốn. 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 Hệ số chặn Hệ số gốc (α1) (b) (c) (d) (e) VNBOR3 5.35* 0.72* 0.70 0.29 65.97* PR 6.00* 0.74* 0.73 0.25 Biến độc lập (x) (a) R2 DW χ2 (α1=1) Hệ số chặn (f) (g) Hệ số gốc (α1) R2 DW χ2 (α1=1) (h) (i) (j) (k) 5.38* 0.72* 0.95 1.80 269.77* 60.77* 6.10* 0.73* 0.95 1.83 315.66* Lãi suất tiền gửi (DR) là biến phụ thuộc VNBOR3 PR 0.89** 0.84* 0.69 0.22 15.95* 0.99* 0.83* 0.97 1.99 110.00* 1.84* 0.83* 0.67 0.15 15.44* 2.05* 0.80* 0.96 1.65 187.02* 2.85* 0.75* 0.92 1.86 126.49* 2.38* 0.87* 0.92 1.94 21.11* Lãi suất liên ngân hàng (VNIBOR3) là biến phụ thuộc PR 2.77* 0.77* 2.09* 0.91* 0.58 0.20 2.56* 0.57 0.33 2.58 TBill 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 = + ( + + )+∑ ∆ + (3.3c). Độ trễ được lựa +∑ chọn theo tiêu chí AIC 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 Kết quả ảnh hưởng thay đổi cấu trúc minh bạch CSTT được tóm tắt tại bảng 4.2. Bảng 4.2 cũng cho thấy biến giả D07 và biến tương tác D07*x đều không có ý nghĩa thống kê. 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), (h), (g), (f) 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. 16 Bảng 4. 2 Minh bạch chính sách tiền tệ và truyền dẫn lãi suất bán lẻ Diễn giải (a) LDvsVNBOR3 LDvsPR DRvsVNIBOR3 DRvsPR VNIBOR3vsPR VNIBOR3vsTbill (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) D07*VNIBOR3/PR/Tbill (αd07*x) R2 0.28 0.15 0.33 0.18 -0.68 -0.43 -0.02 -0.03 -0.01 0.0001 0.09 0.08 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 χ (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 χ (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 2 2 Nguồn: Tính toán của tác giả theo phần mềm thống kê. Ước lượng PL thực hiện theo phương trình = + ( + +∑ + )+∑ ∆ + 07 + 07 ∗ + . 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. 3 Minh bạch chính sách tiền tệ và truyền dẫn lãi suất bán lẻ Diễn giải LDvsVNB OR3 LDvsV NBOR3 LDvsPR LDvsPR DRvsV NIBOR 3 DRvsV NIBOR 3 DRvsPR VNIBO R3vsPR VNIBOR 3vsPR VNIBO R3vsTb ill (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) D10*VNIBOR3/P R/Tbill (αd10*x ) R2 -0.21 -0.11 -0.33 0.055*** 0.034* -0.05 -0.01 0.04 0.03** 0.01* -0.04 -0.07* 0.205* 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 χ (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 χ (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 2 2 -0.33 -0.09 Prob -1.99* 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 = + + ∑ ( + + )+∑ ∆ + 10 + 10 ∗ + . 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. 17 4.1.3.2 Đô la hóa và truyền dẫn lãi suất bán lẻ 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. Kết quả tại bảng 4.5 cho thấy 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. Bảng 4. 5 Ảnh hưởng của đô la hóa đến truyền dẫn lãi suất Diễn giải LDvsVN IBOR3 VNIBOR3 vsPR VNIBOR3 vsTbill (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) DFDC*PR/VNIBOR3 (αDFDC*x) R2 0.66** 0.01 0.47*** -0.1 -0.68*** 1.17** -0.11* -0.01 -0.10* -0.01 0.15** -0.2* 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 X (α1=1) 177.04 126.14 72.42 82.85 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 X (α1+ αDFDC* x) 190.76 104.9 8.52 21.79 0.000 0.000 0.003 0.000 2 2 LDvsPR DRvsVNIBOR3 DRvsPR 66.16 7.91 Nguồn: Tính toán của tác giả theo phần mềm thống kê. Ước lượng PL thực hiện theo phương trình = + ( + + +∑ )+∑ ∆ + + ∗ + . 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. 4.1.4 Kết quả ước lượng cân bằng ngắn hạn và tốc độ điều chỉnh lãi suất bán lẻ 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) . Bảng 4. 6 Truyền dẫn lãi suất bán lẻ tức thời và tốc độ điều chỉnh Biến (x) LD12 vs VNBOR3 LD12 vs PR (a) (b) DR vs VNBOR3 DR vs PR VNIBOR3 vs PR VNIBOR3 vs Tbill (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 Nguồn: Tính toán của tác giả theo phần mềm thống kê. Ước lượng PL thực hiện theo phương trình ∆ = ∆ + +∑ ∆ +∑ ∆ + Với thu được từ phương trình (3.3) nhưng với tham số ước lượng PL tại phương trình (3.3c). = + + . 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. 18 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 Mô hình LD12 vs VNBOR3 LD12 vs PR A b DR vs VNBOR3 DR vs PR VNIBOR3 vs PR VNIBOR3 vs Tbill 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 ∆ = ∆ + K + (1 − K) ∗ +∑ ∆ +∑ ∆ + . Với thu được từ phương trình (3.3) nhưng với tham số ước lượng PL tại phương trình (3.3c). = + + . 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 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. Như đã nêu trong phần 3.2.3, Đối với lãi suất tiền gửi nếu | | > | | (tương đương < ) 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 | | < | | (tương đương > ) 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 | | > | | (tương đương < ) 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 | | < | | (tương đương > ) 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; 4.2 Các yếu tố quyết định lãi cận biên tác động đến điều chỉnh lãi suất bán lẻ 4.2.1 Kết quả mô hình dữ liệu bảng với ước lượng Fixed effect Kết quả các mô hình ước lượng mô hình (3.9) và mô hình (3.11) với ước lượng fixed effect (FE) được trình bày trong bảng 4.8. Nhìn chung, kết quả phân tích hồi quy tóm tắt tại bảng 4.8 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. 19 Bảng 4. 8 Kết quả ước lượng mô hình (3.9) và (3.11) với Fixed effect Diễn giải (a) Concentration ratio_income Biến (b) ps1_cr Chi phí hoạt động (tổng chi phí hoạt động/Tổng TS) ps2 Rủi ro tín dụng (Chi phí dự phòng/Tổng dư nợ) ps3 Độ ngại rủi ro (Vốn CSH/Tổng TS) ps4 Rủi ro thị trường (SD VNIBOR 3 month) ps5 Biến tương tác ( PS3*PS5) ps6 Thu nhập từ phí và hoa hồng (Thu nhập từ phí và hoa hồng/Tổng TS) ps8 Thu nhập khác (Thu nhập khác /Tổng TS) ps9 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 Thu nhập phi truyền thống bình phương psnon_sq Thanh toán ngoài lãi (Chi phí ngoài lãi suất/Tổng TS) ps12 Chi phí cơ hội (Vốn lưu động/Tổng TS) ps13 Hiệu quả quản trị (tổng chi phí/tổng doanh thu) ps14 Tỷ lệ tăng trưởng GDP hằng năm (%) gdp Tỷ lệ lạm phát hằng năm (%) inf Hằng số _cons Ngưỡng Psnon R-sq: within FE-vce (c) 0.078 (0.047) 0.051 (0.235) 0.247*** (0.124) 0.084* (0.021) 0.019* (0.005) -0.194** (0.077) FE-vce (d) 0.096*** (0.051) 0.003 (0.263) 0.308** (0.147) 0.089* (0.024) 0.019* (0.004) -0.154** (0.061) FE-vce (e) 0.08*** (0.04) 0.237 (0.182) 0.132 (0.112) 0.059* (0.016) 0.019* (0.004) -0.149** (0.057) -0.695* (0.124) -1.576* (0.209) 28.206* (6.708) 0.735* (0.239) -0.038* (0.005) -0.092* (0.01) -0.488* (0.102) 0.018** (0.007) 0.134* (0.011) 1.03 0.77 -0.886* (0.258) -0.846* (0.147) 1.262* (0.176) -0.027* (0.006) -0.083* (0.013) -0.421* (0.097) 0.021** (0.008) 0.114* (0.015) 1.123* (0.165) -0.028* (0.006) -0.085* (0.012) -0.454* (0.103) 0.015*** (0.008) 0.117* (0.014) 0.72 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%. 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( , ) #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. 20