Ảnh hưởng của tài chính toàn diện đến sự ổn định tài chính tại các nước đang phát triển

BỘ GIÁO DỤC VÀ ĐÀO TẠO TRƯỜNG ĐẠI HỌC MỞ THÀNH PHỐ HỒ CHÍ MINH LÊ NGỌC THẢO UN ẢNH HƯỞNG CỦA TÀI CHÍNH TỒN DIỆN ĐẾN SỰ ỔN ĐỊNH TÀI CHÍNH TẠI CÁC NƯỚC ĐANG PHÁT TRIỂN LUẬN VĂN THẠC SĨ TÀI CHÍNH – NGÂN HÀNG Tai Lieu Chat Luong TP Hồ Chí Minh, Năm 2019 BỘ GIÁO DỤC VÀ ĐÀO TẠO TRƯỜNG ĐẠI HỌC MỞ THÀNH PHỐ HỒ CHÍ MINH LÊ NGỌC THẢO UYÊN ẢNH HƯỞNG CỦA TÀI CHÍNH TỒN DIỆN ĐẾN SỰ ỔN ĐỊNH TÀI CHÍNH TẠI CÁC NƯỚC ĐANG PHÁT TRIỂN Chuyên ngành: Tài - Ngân hàng Mã số chuyên ngành: 60 34 02 01 LUẬN VĂN THẠC SĨ TÀI CHÍNH – NGÂN HÀNG Người hướng dẫn khoa học: TS Lê Hồ An Châu TP Hồ Chí Minh, Năm 2019 Ảnh hưởng tài tồn diện đến ổn định tài nước phát triển LỜI CAM ĐOAN Tôi cam đoan luận văn “Ảnh hưởng tài tồn diện đến ổn định tài nước phát triển” nghiên cứu tơi, hướng dẫn Tiến sĩ Lê Hồ An Châu Ngoại trừ tài liệu tham khảo trích dẫn luận văn này, tơi cam đoan tồn phần hay phần nhỏ luận văn chưa sử dụng để nhận cấp nơi khác Khơng có sản phẩm, nghiên cứu người khác sử dụng luận văn mà khơng trích dẫn theo quy định Luận văn chưa nộp để nhận cấp trường đại học sở đào tạo khác Tp Hồ Chí Minh, năm 2019 Người cam đoan Lê Ngọc Thảo Uyên Lê Ngọc Thảo Uyên – MFB016A Trang i Ảnh hưởng tài tồn diện đến ổn định tài nước phát triển LỜI CẢM ƠN Lời cảm ơn trân trọng tơi muốn gởi đến người kính mến tôi, TS Lê Hồ An Châu Tôi xin cám ơn nhận lời hướng dẫn ln đồng hành tơi q trình thực luận văn, cho dù học trị có tảng kiến thức tài vững nhiều khiếm khuyết kỹ làm việc Cám ơn nhiệt tình truyền đạt kinh nghiệm, hỗ trợ tài liệu, nhẫn nại lắng nghe, phản biện tháo gỡ với gặp khó khăn nghiên cứu Cám ơn khơi dậy niềm đam mê nghiên cứu khoa học giúp trải nghiệm niềm vui nghiên cứu đạt kết Một lần nữa, xin cám ơn tất mang đến cho tơi Bên cạnh đó, tơi xin gởi lời cám ơn đến TS Võ Hồng Đức, thầy gợi mở cho đề tài nghiên cứu thú vị, mẻ mà thầy cịn cho tơi niềm tin vững tính khả thi đề tài Tôi xin chân thành cám ơn bố mẹ người gia đình hỗ trợ tài chính, ln động viên, ủng hộ, quan tâm chia sẻ khó khăn tơi sống trình học tập, nghiên cứu để tơi hồn thành tốt luận văn Tôi xin cám ơn chị Hà, anh Tuấn, bạn Thảo, Phương người bạn thân thiết, bên cạnh tôi, hỗ trợ nhiều mặt sống ngày, nhờ mà tơi có đủ sức khỏe tập trung cần thiết để học tập, nghiên cứu thời gian qua Cuối cùng, xin cám ơn ghi nhớ tất tơi nhận Lê Ngọc Thảo Uyên – MFB016A Trang ii Ảnh hưởng tài tồn diện đến ổn định tài nước phát triển TĨM TẮT LUẬN VĂN Luận văn nghiên cứu tác động tài tồn diện đến ổn định tài nhóm quốc gia phát triển giai đoạn 2004 – 2016 Nghiên cứu phân tích tình hình vay vốn doanh nghiệp vừa nhỏ việc sử dụng phương pháp ước lượng DGMM cho liệu bảng Kết nghiên cứu cho thấy tài tồn diện có tác động đáng kể đến ổn định tài Tỷ lệ dư nợ cho vay doanh nghiệp vừa nhỏ tăng làm giảm rủi ro ngân hàng thương mại, nợ xấu ngân hàng giảm qua đó, lành mạnh hệ thống ngân hàng nâng lên Mặt khác, kết nghiên cứu tìm thấy rằng, số lượng doanh nghiệp vừa nhỏ vay vốn tăng có ảnh hưởng tiêu cực đến ổn định ngân hàng, số rủi ro ngân hàng Z- score giảm tỷ lệ nợ xấu ngân hàng tăng lên So với nghiên cứu trước, nghiên cứu phân tích rõ tình hình vay vốn doanh nghiệp vừa nhỏ nhóm nước phát triển Dư nợ tín dụng doanh nghiệp vừa nhỏ tăng tín hiệu tốt, cho thấy kênh tín dụng cho doanh nghiệp vừa nhỏ khơi thông, lợi nhuận hoạt động ngân hàng tăng lên, cải thiện tình trạng ổn định hệ thống ngân hàng Tuy vậy, qua kết hồi quy cho thấy, nước phát triển giai đoạn 2004 – 2016, số lượng doanh nghiệp vừa nhỏ vay vốn tăng làm tăng nợ xấu ngân hàng rủi ro ngân hàng tăng lên Cuộc khủng hoảng kinh tế tài tồn cầu với gia tăng rủi ro thị trường quốc tế có ảnh hưởng tiêu cực đến mơi trường kinh doanh doanh nghiệp vừa nhỏ ngân hàng thương mại Từ nhận định rằng, ngân hàng thương mại quốc gia có thu nhập trung bình thu nhập thấp cần có thận trọng quy trình cho vay, thủ tục cho vay, nâng cao khả thẩm định khoản vay, tạo điều kiện cho doanh nghiệp tiếp cận vốn vay đảm bảo an toàn vốn vay Lê Ngọc Thảo Uyên – MFB016A Trang iii Ảnh hưởng tài tồn diện đến ổn định tài nước phát triển SUMMARY This thesis examined the impact of financial inclusion on financial stability in the group of developing countries between 2004 and 2016 The study also analyzed the situation of borrowing by small and medium enterprises by the method of DGMM estimation for a panel The empirical results showed financial inclusion had a significant impact on financial stability The ratio of outstanding loans of small and medium enterprises increased, reducing risks in commercial banks, reducing bad debts and thereby improving the health of the banking system On the other hand, the research results also found that the increase in the number of small and medium enterprises had a negative impact on the bank's stability; because the Z-score decreased and the ratio of bank non-performing loans increased Compared to previous studies, this study better analyzed the situation of borrowing by small and medium enterprises in the group of developing countries The increase of small and medium enterprises outstanding loans was a good sign, because it showed the credit channel for small and medium enterprises was cleared, as well as the bank's operating profit was increased and resulted in improving stability status of the banking system However, the regression results in developing countries in the period of 2004- 2016 illustrated that, the increasing number of small and medium-sized enterprises increased the bad debt of banks and the risks of banks also raised The global financial and economic crisis with increasing risks in the international market had a negative impact on the business environment of small and medium enterprises and commercial banks From that point of view, commercial banks in middle-income and low-income countries needed to be more cautious in the lending process, lending procedures, as well as to improve their ability to credit appraisal of term loans, enabling businesses to access loans but still ensuring loan security Lê Ngọc Thảo Uyên – MFB016A Trang iv Ảnh hưởng tài tồn diện đến ổn định tài nước phát triển MỤC LỤC LỜI CAM ĐOAN i LỜI CẢM ƠN ii TÓM TẮT LUẬN VĂN iii SUMMARY iv MỤC LỤC v DANH MỤC CÁC BẢNG vii DANH MỤC CÁC TỪ VIẾT TẮT viii CHƯƠNG 1: GIỚI THIỆU 1.1 Đặt vấn đề .1 1.1.1 Lý chọn đề tài 1.1.2 Vấn đề nghiên cứu 1.2 Mục tiêu câu hỏi nghiên cứu 1.3 Đối tượng phạm vi nghiên cứu 1.4 Đóng góp nghiên cứu 1.5 Kết cấu nghiên cứu CHƯƠNG 2: CƠ SỞ LÝ THUYẾT 2.1 Lý thuyết ổn định tài 2.1.1 Định nghĩa ổn định tài (Financial Stability) .7 2.1.2 Đo lường ổn định tài 2.2 Lý thuyết tài tồn diện .12 2.2.1 Định nghĩa tài toàn diện (Financial Inclusion) 12 2.2.2 Đo lường tài tồn diện 14 2.2.3 Vai trị tài tồn diện kinh tế 16 2.3 Tổng quan nghiên cứu trước ảnh hưởng tài tồn diện đến ổn định tài 19 Kết luận chương 25 CHƯƠNG 3: PHƯƠNG PHÁP NGHIÊN CỨU 26 3.1 Dữ liệu nghiên cứu 26 Lê Ngọc Thảo Uyên – MFB016A Trang v Ảnh hưởng tài tồn diện đến ổn định tài nước phát triển 3.2 Phương pháp nghiên cứu .27 3.3 Mơ hình nghiên cứu 29 3.4 Biến đo lường 30 3.4.1 Biến phụ thuộc 30 3.4.2 Biến độc lập .32 3.4.3 Biến kiểm soát 35 Kết luận chương 40 CHƯƠNG 4: KẾT QUẢ NGHIÊN CỨU 41 4.1 Thống kê mô tả 41 4.2 Ma trận hệ số tương quan 42 4.3 Kết nghiên cứu .44 4.3.1 Tác động tỷ lệ dư nợ cho vay doanh nghiệp vừa nhỏ đến ổn định tài .48 4.3.2 Tác động tỷ lệ doanh nghiệp vừa nhỏ vay vốn đến ổn định tài .50 4.3.3 Tác động đặc điểm ngân hàng đến ổn định tài .52 4.3.4 Tác động mơi trường kinh tế vĩ mô đến ổn định tài .54 Kết luận chương 56 CHƯƠNG 5: KẾT LUẬN 58 5.1 Kết luận 58 5.2 Hàm ý sách 59 5.3 Hạn chế nghiên cứu định hướng nghiên cứu 61 Kết luận chương 62 TÀI LIỆU THAM KHẢO 63 PHỤ LỤC 72 Lê Ngọc Thảo Uyên – MFB016A Trang vi Ảnh hưởng tài tồn diện đến ổn định tài nước phát triển DANH MỤC CÁC BẢNG STT Nội dung Trang Bảng 3.1: Mô tả biến đo lường sử dụng 40 nghiên cứu Bảng 4.1: Thống kê mô tả biến 42 Bảng 4.2: Ma trận hệ số tương quan 43 Bảng 4.3: Kết kiểm định đa cộng tuyến 44 Bảng 4.4: Kết ước lượng GMM 46 Lê Ngọc Thảo Uyên – MFB016A Trang vii Ảnh hưởng tài tồn diện đến ổn định tài nước phát triển DANH MỤC CÁC TỪ VIẾT TẮT Chữ viết tắt Tiếng Anh Tiếng Việt CEE Central and Eastern Europe Các quốc gia Trung Đông Âu GMM Generalized Method of Moments IMF International Monetary Fund MENA Middle East and North Africa OIC Organisation of Islamic Cooperation Phương pháp ước lượng moment tổng quát Quỹ Tiền Tệ Quốc Tế Các quốc gia Trung Đông Bắc Phi Tổ chức Hợp tác Hồi Giáo VAR Vector autoregression Mơ hình Vector tự hồi quy WB World Bank Ngân hàng Thế giới Lê Ngọc Thảo Uyên – MFB016A Trang viii Ảnh hưởng tài tồn diện đến ổn định tài nước phát triển World Bank (2019), “Global Economic Prospects: Darkening Skies”, World Bank Group Yoshino and Morgan (2017), “Financial Inclusion, Financial Stability and Income Inequality: Introduction” The Singapore Economic Review, Vol 63, No.1, pp 1-7  TÀI LIỆU THAM KHẢO TRONG NƯỚC Nguyễn Thị Cành Phạm Chí Khoa (2014), “Áp dụng mơ hình KMV – Merton dự báo rủi ro tín dụng khách hàng doanh nghiệp khả thiệt hại Ngân hàng”, Tạp chí Phát triển Kinh tế, Số 289, Trang 39 – 57 Nguyễn Văn Tiến (2013), “Vịng quay tín dụng nói hiệu tín dụng?”, Tạp chí Cơng nghệ Ngân Hàng, Số 14, Tháng 7/2013, Trang 17 – 21 Lê Ngọc Thảo Uyên – MFB016A Trang 71 Ảnh hưởng tài tồn diện đến ổn định tài nước phát triển PHỤ LỤC TỔNG HỢP CÁC KIỂM ĐỊNH HỒI QUY OLS, FEM, REM z-core -(1) (2) (3) OLS FEM REM -L.bzs smel lgdp cgdp liq nfdi opns _cons 0.978*** 0.369*** 0.969*** (0.026) (0.100) (0.029) 0.010 1.595 0.324 (1.811) (3.541) (1.900) -0.267 -1.067 -0.275 (0.279) (0.671) (0.300) 0.005 0.031 0.005 (0.018) (0.032) (0.020) -0.018 -0.024 -0.021 (0.020) (0.034) (0.022) -2.143 -4.388 -2.028 (4.813) (5.155) (4.886) 0.585 -0.885 0.603 (0.740) (1.310) (0.770) 6.006 (5.868) 29.933** (13.891) 6.304 (6.295) -N adj R-sq BIC 99 99 0.952 -0.010 390.337 341.536 Lê Ngọc Thảo Uyên – MFB016A 99 Trang 72 Ảnh hưởng tài tồn diện đến ổn định tài nước phát triển rss 206.174 125.937 -Standard errors in parentheses * pchi2 = 0.0337 (V_b-V_B is not positive definite) NPL -(1) (2) (3) OLS FEM REM -L.npl smel 0.734*** 0.617*** 0.734*** (0.100) (0.117) (0.100) -7.116 (6.086) Lê Ngọc Thảo Uyên – MFB016A -16.558 (14.638) -7.116 (6.086) Trang 76 Ảnh hưởng tài tồn diện đến ổn định tài nước phát triển lgdp -1.543** cgdp liq -9.329*** -1.543** (0.656) (2.548) (0.656) 0.051 0.014 0.051 (0.043) (0.140) (0.043) 0.032 -0.040 (0.052) nfdi -2.930 opns (0.103) -14.357 (0.052) -2.930 (10.825) (12.237) (10.825) -1.508 -1.057 -1.508 (1.490) _cons 0.032 (3.677) (1.490) 34.171** 203.851*** 34.171** (14.193) (56.046) (14.193) -N 63 63 0.710 0.375 BIC 321.040 291.296 rss 356.032 222.049 adj R-sq 63 -Standard errors in parentheses * pchi2 = 0.3893 (V_b-V_B is not positive definite) KẾT QUẢ HỒI QUY ƯỚC LƯỢNG GMM Ước lượng (1): Dynamic panel-data estimation, one-step difference GMM Group variable: id Number of obs = 86 Time variable : year Number of groups = 11 Number of instruments = 80 Obs per group: = Wald chi2(7) = 15.92 avg = 7.82 Prob > chi2 = 0.026 max = 11 bzs | Coef Std Err z P>|z| [95% Conf Interval] + -L1.bzs | 2623319 1005507 2.61 0.009 0652561 4594077 smel | 6.076905 3.666322 1.66 0.097 -1.108954 13.26276 lgdp | -1.070213 644098 -1.66 0.097 -2.332622 1921956 cgdp | 0499318 0313931 1.59 0.012 -.0115976 1114612 liq | -.0202324 0330746 -0.61 0.041 -.0850575 0445926 nfdi | -3.564691 5.349292 -0.67 0.505 -14.04911 6.919729 opns | 0959509 1.308521 0.07 0.942 -2.468703 2.660605 Instruments for first differences equation Lê Ngọc Thảo Uyên – MFB016A Trang 81 Ảnh hưởng tài tồn diện đến ổn định tài nước phát triển Standard D.(2004b.year 2005.year 2006.year 2007.year 2008.year 2009.year 2010.year 2011.year 2012.year 2013.year 2014.year 2015.year 2016.year) GMM-type (missing=0, separate instruments for each period unless collapsed) L.(L.bzs smel lgdp cgdp liq nfdi opns) Arellano-Bond test for AR(1) in first differences: z = -4.20 Arellano-Bond test for AR(2) in first differences: z = Pr > z = 0.29 Pr > z = 0.000 0.771 Sargan test of overid restrictions: chi2(73) = 85.21 Prob > chi2 = 0.155 (Not robust, but not weakened by many instruments.) Ước lượng (2): Dynamic panel-data estimation, one-step difference GMM Group variable: id Number of obs = 46 Time variable : year Number of groups = Number of instruments = 46 Obs per group: = Wald chi2(7) = 4.46 avg = 9.20 Prob > chi2 = 0.726 max = 11 bzs | Coef Std Err z P>|z| [95% Conf Interval] + -L1.bzs | 2025382 1350254 1.50 0.034 -.0621066 4671831 smeb | -6.564014 7.688631 -0.85 0.093 -21.63345 8.505426 lgdp | -.6248155 8311068 -0.75 0.052 -2.253755 1.004124 cgdp | 0055961 0337377 0.17 0.868 -.0605285 0717207 liq | 0085319 0376124 0.23 0.021 -.065187 0822509 nfdi | 2.317093 6.454036 0.36 0.020 -10.33258 14.96677 opns | 5588525 1.281398 0.44 0.663 -1.952641 3.070346 Lê Ngọc Thảo Uyên – MFB016A Trang 82 Ảnh hưởng tài tồn diện đến ổn định tài nước phát triển Instruments for first differences equation Standard D.(2004b.year 2005.year 2006.year 2007.year 2008.year 2009.year 2010.year 2011.year 2012.year 2013.year 2014.year 2015.year 2016.year) GMM-type (missing=0, separate instruments for each period unless collapsed) L2.(L.bzs smel lgdp cgdp liq nfdi opns) Arellano-Bond test for AR(1) in first differences: z = -2.68 Pr > z = 0.007 Arellano-Bond test for AR(2) in first differences: z = -1.29 Pr > z = 0.198 Sargan test of overid restrictions: chi2(39) = 50.27 Prob > chi2 = 0.107 (Not robust, but not weakened by many instruments.) Ước lượng (3): Dynamic panel-data estimation, one-step difference GMM Group variable: id Number of obs = 52 Time variable : year Number of groups = Number of instruments = 25 Obs per group: = Wald chi2(7) = 38.65 avg = 5.78 Prob > chi2 = 0.000 max = 10 npl | Coef Std Err z P>|z| [95% Conf Interval] + -L1.npl | 4724637 1136008 4.16 0.000 2498103 6951172 smel | -16.49907 13.76437 -1.20 0.031 -43.47673 10.47859 lgdp | -7.282942 2.078782 -3.50 0.000 -11.35728 -3.208605 cgdp | 2066039 1227292 1.68 0.092 -.0339408 4471486 liq | -.0907283 0872902 -1.04 0.099 -.2618139 0803573 Lê Ngọc Thảo Uyên – MFB016A Trang 83 Ảnh hưởng tài tồn diện đến ổn định tài nước phát triển nfdi | -2.340254 9.952014 -0.24 0.014 -21.84584 17.16534 opns | -4.360576 3.004484 -1.45 0.147 -10.24926 1.528104 Instruments for first differences equation Standard D.(smel lgdp cgdp liq nfdi opns 2004b.year 2005.year 2007.year 2008.year 2009.year 2010.year 2011.year 2012.year 2014.year 2015.year 2016.year) GMM-type collapsed) (missing=0, separate instruments for each 2006.year 2013.year period unless L3.npl Arellano-Bond test for AR(1) in first differences: z = -1.42 Pr > z = 0.057 Arellano-Bond test for AR(2) in first differences: z = 0.01 Pr > z = 0.493 Sargan test of overid restrictions: chi2(18) = 20.06 Prob > chi2 = 0.330 (Not robust, but not weakened by many instruments.) Ước lượng (4): Dynamic panel-data estimation, one-step difference GMM Group variable: id Number of obs = 26 Time variable : year Number of groups = Number of instruments = 26 Obs per group: = F(7, 19) = 8.61 avg = 5.20 Prob > F = 0.000 max = 10 npl | Coef Std Err t P>|t| [95% Conf Interval] + -L1.npl | 7697072 1489365 5.17 0.000 4579795 1.081435 smeb | 13.9063 7.545449 1.84 0.081 -1.886507 29.69911 Lê Ngọc Thảo Uyên – MFB016A Trang 84 Ảnh hưởng tài tồn diện đến ổn định tài nước phát triển lgdp | -3.137894 2.423306 -1.29 0.011 -8.209931 1.934144 cgdp | 016822 1034798 0.16 0.073 -.1997638 2334077 liq | -.1213265 0588808 -2.06 0.053 -.2445655 0019126 nfdi | -3.453034 9.275845 -0.37 0.014 -22.8676 15.96153 opns | 010028 2.096838 0.00 0.996 -4.378704 4.39876 Instruments for first differences equation Standard D.(1b.id 2.id 3.id 4.id 5.id 6.id 7.id 8.id 9.id 10.id 11.id 12.id 13.id 14.id 15.id 16.id 17.id 18.id) GMM-type collapsed) (missing=0, separate instruments for each period unless L.(smeb smel lgdp cgdp liq nfdi opns) Arellano-Bond test for AR(1) in first differences: z = -0.33 Pr > z = 0.043 Arellano-Bond test for AR(2) in first differences: z = 0.61 Pr > z = 0.540 Sargan test of overid restrictions: chi2(19) = 53.01 Prob > chi2 = 0.193 (Not robust, but not weakened by many instruments.) Lê Ngọc Thảo Uyên – MFB016A Trang 85