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 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 – Ngân hàng MÃ SỐ: 62340201 NGƯỜI HƯỚNG DẪN KHOA HỌC: PGS.TS NGUYỄN THỊ NGỌC TRANG TP HỒ CHÍ MINH THÁNG 12 NĂM 2016 MỤC LỤC PHẦN MỞ ĐẦU CƠ SỞ LÝ THUYẾT VỀ TRUYỀN DẪN CSTT 1.1 Kênh truyền dẫn CSTT vai trò lãi suất bán lẻ truyền dẫn CSTT 1.1.1 Kênh truyền dẫn sách tiền tệ 1.1.2 Truyền dẫn lãi suất sách vào lãi suất bán lẻ 1.1.3 Truyền dẫn lãi suất bán lẻ phản ảnh hiệu lực sách tiền tệ 1.2 Các yếu tố ảnh hưởng đến hiệu lực truyền dẫn sách tiền tệ 1.2.1 Hành vi điều chỉnh cứng nhắc lãi suất bán lẻ 1.2.2 Hành vi điều chỉnh bất cân xứng lãi suất bán lẻ 1.2.3 Ảnh hưởng minh bạch sách tiền tệ, vấn đề đô la hóa 1.2.4 Hành vi thiết lập lãi cận biên NHTM 1.2.4.1 Mô hình lý thuyết hành vi thiết lập lãi cận biên 1.2.4.2 Các yếu tố bên mô hình lý thuyết 1.3 Các nghiên cứu truyền dẫn sách tiền tệ gần 1.3.1 Các nghiên cứu quốc tế 1.3.2 Các nghiên cứu nước CHÍNH SÁCH TIỀN TỆ VÀ HỆ THỐNG NHTM VIỆT NAM 10 2.1 Khung pháp lý sách tiền tệ 10 2.2 Minh bạch sách tiền tệ, kìm hãm tài 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 hoạt động ngành ngân hàng 10 2.3.3 Sức mạnh thị trường NHTM Việt Nam 10 2.3.4 Hoạt động kinh doanh phi truyền thống hệ thống NHTM Việt Nam 10 PHƯƠNG PHÁP NGHIÊN CỨU VÀ DỮ LIỆU 11 3.1 Chuỗi thời gian không dừng đồng liên kết 11 3.2 Ước lượng truyền dẫn lãi suất bán lẻ hành vi điều chỉnh lãi suất bán lẻ 11 3.2.1 Ước lượng cân dài hạn truyền dẫn lãi suất bán lẻ 11 3.2.2 Ước lượng cân ngắn hạn hành vi điều chỉnh lãi suất bán lẻ NHTM 11 3.2.3 Mô hình cấu trúc- ảnh hưởng minh bạch CSTT đô la hóa 12 3.3 Ứng dụng mô hình liệu bảng nghiên cứu hành vi thiết lập lãi cận biên 12 3.4 Dữ liệu nghiên cứu 15 KẾT QUẢ PHÂN TÍCH THỰC NGHIỆM 15 4.1 Hiệu lực truyền dẫn lãi suất bán lẻ hành vi điều chỉnh lãi suất bán lẻ 15 4.1.1 Kiểm định nghiệm đơn vị đồng liên kết 15 4.1.2 Kết cân dài hạn 15 4.1.3 Tác động minh bạch sách tiền tệ đô la hóa 16 4.1.3.1 Thay đổi cấu trúc: Minh bạch sách tiền tệ 16 4.1.3.2 Đô la hóa truyền dẫn lãi suất bán lẻ 18 4.1.4 Kết ước lượng cân ngắn hạn 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 định lãi cận biên tác động đến điều chỉnh lãi suất bán lẻ 19 4.2.1 Kết mô hình liệu bảng với ước lượng Fixed effect 19 4.2.2 Kết mô hình 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 KẾT LUÂN VÀ CÁC HÀM Ý CHÍNH SÁCH 27 5.1 Các kết luận 27 5.2 Các hàm ý sách 27 CÁC CÔNG TRÌNH KHOA HỌC ĐÃ CÔNG BỐ CỦA TÁC GIẢ 29 TÓM TẮT Nghiên cứu phân tích truyền dẫn lãi suất bán lẻ Việt Nam, bổ sung vào khoảng trống nghiên cứu thay đổi cấu trúc tài hành vi NHTM ảnh hưởng đến hiệu lực sách tiền tệ (CSTT) Việt Nam Phương pháp sử dụng luận án phương pháp ước lượng OLS Engle & Granger (1987), MLECM - Phillips & Loretan (1991) dựa liệu lãi suất theo tháng giai đoạn 1999-2014, với ước lượng System GMM với liệu từ báo cáo tài 44 NHTM Việt Nam giai đoạn 2008-2014 Các kết nghiên cứu cho thấy truyền dẫn lãi suất bán lẻ không hoàn toàn Việt Nam; Trong giai đoạn minh bạch sách tiền tệ, hiệu lực CSTT tăng lên Đô la hóa cao nguyên nhân làm giảm hiệu lực CSTT; Hành vi thỏa hiệp định giá, hành vi người tiêu dùng hành vi thiết lập lãi cận biên cao để bù đắp rủi ro hoạt kinh doanh NHTM Việt Nam lý giải thích truyền dẫn lãi suất bán lẻ không hoàn toàn Từ khóa: Truyền dẫn lãi suất bán lẻ,minh bạch sách tiền tệ, đô la hóa, lãi cận biên PHẦN MỞ ĐẦU Lý lựa chọn đề tài Trong chế truyền dẫn lãi suất, dễ dàng nhận yếu tố trung gian lãi suất bán lẻ bao gồm lãi suất tiền gửi lãi suất cho vay định mức độ thành công CSTT Hệ thống tài của Việt Nam chủ yếu phụ thuộc nhiều vào hệ thống ngân hàng thương mại Điều hàm ý kênh truyền dẫn lãi suất bán lẻ giữ vai trò quan trọng điều hành CSTT Các nghiên cứu truyền dẫn lãi suất bán lẻ ý nghĩa học thuật mà giúp nhà hoạch định sách có thông tin hữu ích thực định sách Từ ý nghĩa này, tác giả thực nghiên cứu truyền dẫn lãi suất bán lẻ nhấn mạnh đến thay đổi cấu trúc hành vi hệ thống NHTM đến truyền dẫn Khoảng trống nghiên cứu truyền dẫn lãi suất bán lẻ Việt Nam Ở Việt Nam, vấn đề nghiên cứu truyền dẫn sách tiền tệ mẻ, nghiên cứu truyền dẫn lãi suất bán lẻ phần nhiều tập trung vào đo lường hệ số truyền dẫn, chưa phân tích chuyên sâu yếu tố hành vi NHTM tác động đến độ lớn hệ số truyền dẫn Đây khoảng trống nghiên cứu lớn cần bổ sung Việt Nam từ sau năm 2007 có thay đổi minh bạch CSTT kiểm soát đô la hóa Các thay đổi cấu trúc có ảnh hưởng đến hiệu lực CSTT Mặc dù giả thuyết có sở nghiên cứu truyền dẫn lãi suất bán lẻ thực trước chưa thảo luận sâu vào vấn đề minh bạch sách tiền tệ đô la hóa Việt Nam có ảnh hưởng đến truyền dẫn lãi suất không Vì thế, nghiên cứu tác động minh bạch CSTT đô la hóa đến truyền dẫn lãi suất bán lẻ khoảng trống nghiên cứu cần bổ sung Đối tượng nghiên cứu Mục đích nghiên cứu Phạm vi nghiên cứu Phương pháp nghiên cứu Ý nghĩa khoa học thực tiễn Luận án điểm nghiên cứu Kết cấu Luận án CƠ SỞ LÝ THUYẾT VỀ TRUYỀN DẪN CHÍNH SÁCH TIỀN TỆ 1.1 Kênh truyền dẫn CSTT vai trò lãi suất bán lẻ truyền dẫn CSTT 1.1.1 Kênh truyền dẫn sách tiền tệ 1.1.2 Truyền dẫn lãi suất sách vào lãi suất bán lẻ Rousseas (1985) xây dựng mô hình mô tả cách mà NHTM thiết lập lãi suất bán lẻ Mô hình xây dựng dựa lý thuyết ‘markup pricing’1 điều kiện ngân hàng cạnh tranh không hoàn hảo Theo Rousseas, ngân hàng chủ thể định giá thị trường cho vay, ngân hàng thiết lập lãi suất bán lẻ cách cộng thêm lợi nhuận biên vào biến phí phương trình (1.1) i = k(u) (1.1) Với i lãi suất khoản vay; u biến phí đơn vị k lợi nhuận biên cộng thêm theo biến phí markup2 Dựa mô hình định giá Rousseas (1985), Ho & Sauders (1981), Bondt (2002) mô hình thực nghiệm phổ biến để nghiên cứu truyền dẫn lãi suất thiết lập sau: = + (1.2) Trong i lãi suất ngân hàng thiết lập (lãi suất bán lẻ), vốn là hệ số markup3, u chi phí nguồn hệ số truyền dẫn lãi suất bán lẻ 1.1.3 Truyền dẫn lãi suất bán lẻ phản ảnh hiệu lực sách tiền tệ Hiệu lực sách tiền tệ xem xét thông qua kênh truyền dẫn lãi suất Khi ngân hàng trung ương điều chỉnh lãi suất ngắn hạn, hành động tác động đến lãi suất thực ngân hàng thương mại điều chỉnh lãi suất cho vay dành cho khách hàng Kênh truyền dẫn lãi suất trở nên có hiệu lực ngân hàng thương mại nhanh chóng chuyển tải thay đổi từ lãi suất sách sang khách hàng Nếu ngược lại kênh truyền dẫn lãi suất hiệu lực 1.2 Các yếu tố ảnh hưởng đến hiệu lực truyền dẫn sách tiền tệ 1.2.1 Hành vi điều chỉnh cứng nhắc lãi suất bán lẻ Các nghiên cứu truyền dẫn lãi suất bán lẻ thường quan tâm đến trình điều chỉnh trạng thái cân lãi suất bán lẻ lệch khỏi vị trí Aziakpono & Wilson (2010) cho biết lãi suất sách thay đổi tạo thay đổi nhỏ lãi suất thị trường, lãi suất thị trường gọi cứng nhắc Nhiều nghiên cứu tìm thấy chứng điều chỉnh cứng nhắc lãi suất nghiên cứu Hannan & Berger (1991), Neumark & Sharpe (1992) Cottarelli & Kourelis (1994), Egert tác giả (2007) 1.2.2 Hành vi điều chỉnh bất cân xứng lãi suất bán lẻ Như đề cập đây, lãi suất sách lãi suất liên ngân hàng với lãi suất bán lẻ tồn mối quan hệ cân bằng, lãi suất bán lẻ dịch chuyển khỏi vị trí cân diễn trình điều chỉnh Nếu tốc độ điều chỉnh thay đổi điều kiện thị trường thông tin thị trường tỷ lệ Mô hình thiết lập giá bán có cộng thêm phần lợi nhuận Trong mô hình giá bán bao gồm chi phí đơn vị suất sinh lợi doanh thu Phần cộng thêm mô hình định giá Hệ số đại diện cho mức công thêm mô hình định giá markup4 markdown truyền dẫn hệ số truyền dẫn khác Đây trường hợp bất cân xứng truyền dẫn Ngược lại, tỷ lệ markup markdown hệ số truyền dẫn không khác trường hợp gọi chế truyền dẫn cân xứng Nhiều nghiên cứu tin lý giải thích điều chỉnh lãi suất bán lẻ có tính cứng nhắc trình điều chỉnh bất cân xứng lãi suất bán lẻ Theo Hannan & Berger (1991) Neumark & Sharpe (1992) có hai nguyên nhân tạo bất cân xứng: giả thuyết thỏa hiệp định giá (collusive pricing arrangements) giả thuyết hành vi người tiêu dùng (consumer behavior or customer reaction) Thỏa hiệp định giá ngụ ý cứng nhắc nâng lãi suất tiền gửi giảm lãi suất cho vay 1.2.3 Ảnh hưởng minh bạch sách tiền tệ, vấn đề đô la hóa Về lý thuyết, tính minh bạch hiểu tình trạng thông tin cân xứng Giảm thông tin bất cân xứng nhà hoạch định sách tiền tệ khu vực tư nhân tăng minh bạch sách tiền tệ Geraats (2002) năm khía cạnh khác minh bạch ngân hàng trung ương bao gồm minh bạch trị, minh bạch kinh tế, minh bạch thủ tục, minh bạch sách minh bạch hoạt động Thực sách lạm phát mục tiêu xem thước đo minh bạch sách tiền tệ Eijffingery & Geraats (2003); Geraats tác giả (2006); Liu tác giả (2008); Mishra tác giả (2010) cho tính minh bạch có quan hệ đồng biến với hệ số truyền dẫn lãi suất bán lẻ Sang kỷ 21, xu hướng hội nhập toàn cầu trở nên phổ biến hơn, vấn đề minh bạch sách quốc gia quan tâm nhiều Collins-Williams & Wolfe (2010) cho nguyên tắc minh bạch thành viên tham gia vào tổ chức WTO công cụ sách Thương mại quy định WTO bao gồm dịch vụ tài minh bạch sách thương mại bao gồm minh bạch ngân hàng trung ương, phủ liên quan đến sách tiền tệ Basu (2008) cho trình xin gia nhập WTO, số hoàn cảnh, dẫn đến hành động cải thiện tích cực sách kinh tế nước quốc gia thành viên Tác giả sử dụng kỹ thuật biến dummy mô hình nghiên cứu Các kết cho thấy quốc trở thành thành viên WTO có cải thiện sách kinh tế thể chế so với trước Tương tư, Aaronson & Abouharb (2013) cho gia gia nhập WTO cải thiện khả quản trị hiệu ứng lan tỏa Các quốc gia gia nhập vào WTO sẽ tiến hành cải thiện hiệu quản trị liên quan đến công bố số liệu, thủ tục hành chính, tiếp cận thông tin, vấn đề công bình đẳng để có lợi đàm phán gia nhập Hoặc sau gia nhập, quốc gia thành viên học để cải thiện hiệu quản trị cam kết gia nhập WTO Tóm lại, chưa có cải tiến mạnh mẽ minh bạch CSTT việc thực chế độ lạm phát mục tiêu số quốc gia, việc gia nhập WTO xem thời điểm sách cần phải minh bạch có CSTT Hiện tượng đô la hóa Một số nghiên cứu truyền dẫn CSTT thời gian gần quan tâm đến tượng đô la hóa Mức độ cao đô la hóa tài làm giảm tác động hiệu lãi suất Hệ số β1 (hệ số cộng thêm) 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 gọi markdown (Wang & Lee, 2009) sách đồng nội tệ Mức độ tác động lên lãi suất bán lẻ giảm ngân hàng tăng lãi suất sách đồng nội tệ, hiệu lực sách bị giới hạn khả kinh tế chuyển sang sử dụng công cụ ngoại tệ (Acosta-Ormaechea & Coble, 2011) Hơn nữa, kinh tế bị đô la hóa, nội tệ giá nghiêm trọng có tác động lan truyền đến kinh tế thông qua hiệu ứng giảm bất lợi giá nội tệ báo cáo tài (các công ty sử dụng ngoại tệ để giảm bất lợi nội tệ giá), điều lời nhắc nhở nỗi sợ hãi thả tỷ giá (Calvo & Reinhart, 2002; Leiderman tác giả, 2006) Havrylyshyn & Beddies (2003) tìm thấy kinh tế có tượng đô la hóa cao tỷ giá hối đoái có nhiều bất ổn cầu tiền thiếu ổn định Đô la hóa làm làm cho kênh truyền dẫn lãi suất hiệu lực Điều ngụ ý hệ số truyền dẫn kênh lãi suất nhỏ so với kênh tỷ giá kinh tế có tượng đô la hóa cao Bằng nghiên cứu thực nghiệm, Isakova (2008) tìm thấy chứng chứng tỏ hiệu lực mạnh kênh tỷ giá hối đoái kinh tế Trung Á (các quốc gia có tượng đô la hóa cao)5 1.2.4 Hành vi thiết lập lãi cận biên NHTM Ho & Saunders (1981) lập luận biến đổi lãi suất bán lẻ phần phụ thuộc vào chi phí vốn vay phần khác phụ thuộc vào tỷ lệ lãi suất biên Tỷ lệ biên đệm giúp ngân hàng ứng phó với rủi ro Nghĩa lãi suất huy động (rD) lãi suất thị trường (r) trừ khoảng lãi suất biên (a), lãi suất cho vay (rL) lãi suất thị trường cộng với khoảng lãi suất biên (b) Mô hình nhà nghiên cứu sau đồng thuận (Saunders & Schumacher, 2000; Maudos & Fernandez de Guevara, 2004; Maudos & Solísa, 2009) Như lãi suất thị trường, tỷ lệ biên sở để ngân hàng định giá lãi suất bán lẻ Để tối đa hóa lợi ích, ngân hàng không thiết lập lãi suất huy động lãi suất cho vay cách riêng biệt mà có quan sát cân đối trước định Giải toán tối ưu hóa đồng thời tham số a b mô hình giúp nhà nghiên cứu tìm thấy yếu tố định lãi suất bán lẻ yếu tố lãi suất thị trường Ho & Saunders (1981) sử dụng toán lãi cận biên (rL-rD) để tìm yếu tố định tham số a b mô hình định giá Nói cách khác, lãi cận biên phần câu chuyện định giá nhà quản trị ngân hàng Hành vi thiết lập lãi cận biên NHTM phụ thuộc vào yếu tố định lãi cận biên Mô hình lý thuyết lãi cận biên có quan hệ tuyến tính với yếu tố đo lường được6 Điều ngụ ý rằng, yếu tố chi phối lãi cận biên giải thích phần lý lãi suất bán lẻ thay đổi không tương xứng với lãi suất sách 1.2.4.1 Mô hình lý thuyết hành vi thiết lập lãi cận biên Các nghiên cứu lãi cận biên mô hình phân tích yếu tố định mức lãi suất biên ngân hàng nghiên cứu Ho & Saunders (1981) Hai tác giả nghiên cứu thực nghiệm mô hình ngân hàng Mỹ Trong mô hình này, ngân hàng giả định có hoạt động kinh doanh truyền thống bao gồm cho vay huy động vốn Mô hình thiết lập sau: Các quốc gia gồm Kazakhstan, Kyrgyz Republic vàTajikistan Các biến số trình bày phần mô hình lý thuyết xác định lãi cận biên = + (1.3) Trong đó: - s chênh lệch thu nhập từ lãi vay chi phí huy động vốn; - α/β tỷ số đo lường sức mạnh thị trường; - R tiêu đo lường độ ngại rủi ro ngân hàng; - Q đại diện cho quy mô giao dịch; - giá trị bất ổn lãi suất thị trường Maudos & Fernández de Guevara (2004) mở rộng mô hình xác định lãi suất biên Trong nghiên cứu mình, Maudos & Fernández de Guevara (2004) đưa thêm biến chi phí hoạt động vào mô hình lý thuyết = + = + + + ( ) + ( ) + [( + ) +( + ) + 2( − ) ] (1.12) = + ( ) + [( + ) − ) + 2( +( + ) ] (1.13) Như theo mô hình lý thuyết, yếu tố tác động đến lãi cận biên ngân hàng bao gồm: a Cấu trúc cạnh tranh thị trường b Chi phí hoạt động trung bình c Quan điểm không thích rủi ro diễn đạt hệ số không thích rủi ro tuyệt đối d Độ bất ổn lãi suất thị trường tiền tệ (σ2M) e Rủi ro tín dụng (σ2 L) Hiệp phương sai tương tác rủi ro lãi suất vào rủi ro tín dụng σLM f g Quy mô trung bình hoạt động cho vay tiền gửi ngân hàng tổng số cho vay Carbo & Rodriguez (2007), Maudous & Solisa (2009) phát triển mô hình xác định lãi suất biên việc xem xét nghiệp vụ ngân hàng đại Các nhà nghiên cứu xem xét đến ảnh hưởng hoạt động phi truyền thống (như kinh doanh chứng khoán) vào mô hình Trong trường hợp giá trị biên gộp tối ưu theo (1.14) xác định: + ) + = + + + + + 1+ ( ) − ( ) ( ) + [(3 + ) 1+ − ( + (3 − ( ) + ( ) ) ) + 2( − − (1.19) Như theo mô hình lý thuyết (1.19) bao gồm yếu tố tác động đến lãi cận biên ngân hàng có (1.13) bổ sung thêm yếu tố thu nhập phi truyền thống 1.2.4.2 Các yếu tố bên mô hình lý thuyết Nghiên cứu thực nghiệm cho thấy có nhiều biến khác có ảnh hưởng đến lãi cận biên Các nghiên cứu thực nghiệm trước cho thấy có biến nên sử dụng sau: a Khoản toán lãi tiền gửi đại diện cho khoản toán thêm cho người gửi tiền thông qua giảm phí dịch vụ loại hình toán khác b Chi phí hội nắm giữ tài sản c Chất lượng quản lý Ngoài ra, biến vĩ mô có vai trò biến kiểm soát có ảnh hưởng đến lãi suất biên ngân hàng Các biến quan sát bao gồm tỷ lệ tăng trưởng kinh tế lạm phát 1.3 Các nghiên cứu truyền dẫn sách tiền tệ gần 1.3.1 Các nghiên cứu quốc tế 1.3.2 Các nghiên cứu nước Nghiên cứu kiểm chứng kênh truyền dẫn CSTT Để nghiên cứu kiểm chứng kênh truyền dẫn CSTT Việt Nam, đa phần nghiên cứu sử dụng mô hình VAR Điển Le Viet Hung & Pfau (2008), Chu Khánh Lân (2012), Trần Ngọc Thơ 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 liệu ở thời điểm khác nhau, kết nghiên cứu kênh truyền dẫn CSTT Việt Nam tìm thấy kênh lãi suất có hiệu lực Tuy nhiên, nguyên nhân làm cho kênh lãi suất hiệu lực chưa giải thích Với đặc điểm hệ thống tài chủ yếu NHTM kênh lãi suất lại hiệu lực lại thiếu vắng nghiên cứu hành vi NHTM truyền dẫn CSTT Việt Nam khoảng trống nghiên cứu lớn cần bổ sung Các nghiên cứu truyền dẫn lãi suất bán lẻ Một số nghiên cứu điển hình gần 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, nghiên cứu tìm thấy truyền dẫn lãi suất bán lẻ không hoàn toàn Việt Nam Kết hàm ý kênh lãi suất chưa đạt hiệu lực mong muốn nhà quản lý Tuy nhiên nghiên cứu có chưa giải thích đầy đủ truyền dẫn lãi suất bán lẻ không hoàn toàn Các vấn đề thay đổi cấu trúc, hành vi NHTM tác động đến hệ số truyền dẫn lãi suất bán lẻ chưa tranh luận Các nghiên cứu thực nghiệm hành vi thiết lập lãi cận biên Trong nước, nghiên cứu thảo luận lãi cận biên hệ thống NHTM việc tiếp cận liệu báo cáo tài ngân hàng khó khăn Trong năm gần (2011-2014), viết công bố tạp chí tài uy tín nước7 nghiên cứu lãi suất chủ yếu thảo luận truyền dẫn lãi suất có nghiên cứu thảo luận lãi cận biên NHTM, điển nghiên cứu Phạm Hoàng Ân & Nguyễn Thị Ngọc Hương8 (2013) công bố Tạp chí Công Nghệ Ngân Hàng Tạp Chí Phát Triển Kinh Tế, Tạp Chí Kinh Tế & Phát Triển, Tạp chí Công Nghệ Ngân Hàng, Tạp chí Hội Nhập Phát Triển Bài viết trước đăng Tạp chí Khoa học – Số 01 (2013): 31 – 37 Trường Đại Học An Giang CHÍNH SÁCH TIỀN TỆ VÀ HỆ THỐNG NHTM VIỆT NAM 2.1 Khung pháp lý sách tiền tệ 2.2 Minh bạch sách tiền tệ, kìm hãm tài 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 hoạt động ngành ngân hàng 2.3.3 Sức mạnh thị trường NHTM Việt Nam 2.3.4 Hoạt động kinh doanh phi truyền thống hệ thống NHTM Việt Nam Cấu thành thu nhập phi truyền thống NHTM Việt Nam mô hình 2.6 2.7 Hình 2.6 mô giá trị trung bình qua năm thu nhập phi truyền thống (M) cấu thành bao gồm thu nhập từ phí hoa hồng (PS8), thu nhập từ kinh doanh chứng khoán (PS10), thu nhập từ kinh doanh vàng ngoại hối (PS11) cuối thu nhập khác (PS9) Hình 2.7 mô tỷ trọng khoản thu nhập vừa nêu đóng góp vào thu nhập phi truyền thống NHTM Tất khoản thu nhập tính theo tỷ số thu nhập ròng loại so với tổng tài sản Hình 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 2008 -0.001 2009 2010 2011 2012 2013 2014 Nguồn: Dữ liệu tác giả tính toán từ BCTC NHTM 2008-2014 Thu nhập từ phí hoa hồng (PS8), thu nhập từ kinh doanh chứng khoán (PS10), thu nhập từ kinh doanh vàng ngoại hối (PS110) cuối thu nhập khác (PS9) Hình 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 NHTM 2008-2014 Thu nhập từ phí hoa hồng (PS8), thu nhập từ kinh doanh chứng khoán (PS10), thu nhập từ kinh doanh vàng ngoại hối (PS110) cuối thu nhập khác (PS9) 10 3.4 Dữ liệu nghiên cứu Nghiên cứu sử dụng liệu hàng tháng từ tháng năm 1999 đến tháng năm 2014 Mô tả liệu tóm tắt Bảng 3.3 Để nghiên cứu hành vi thiết lập lãi cận biên, Luận án quan sát liệu 44 ngân hàng thương mại tổ chức tài nội địa có hoạt động tương tự NHTM Việt Nam Bảng 3 Các biến mô hình nghiên cứu truyền dẫn lãi suất bán lẻ Ký hiệu Diễn giải biến Lãi suất tái cấp vốn Lãi suất liên ngân hàng kỳ hạn tháng Lãi suất tín phiếu kho bạc kỳ hạn 365 ngày Nguồn PR IFS VNIBOR3 Bloomberg Tbill IFS Lãi suất cho vay trung bình kỳ hạn 12 tháng LD IFS Lãi suất tiền gửi trung bình kỳ hạn tháng DR IFS Minh bạch CSTT Biến giả nhận giá trị cho quan sát từ tháng 11/2007 trở nhận giá trị cho quan sát lại Tác giả tính D07 toán Minh bạch CSTT Biến giả nhận giá trị cho quan sát từ tháng 6/2010 trở nhận giá trị cho quan sát lại Tác giả tính D10 toán Đô la hóa Biến giả nhận giá trị cho quan sát lớn giá trị trung vị (19,6%) nhân giá trị cho quan sát lại Tác giả tính DFDC toán Nguồn: Tổng hợp tác giả KẾT QUẢ PHÂN TÍCH THỰC NGHIỆM 4.1 Hiệu lực truyền dẫn lãi suất bán lẻ hành vi điều chỉnh lãi suất bán lẻ 4.1.1 Kiểm định nghiệm đơn vị đồng liên kết 4.1.2 Kết cân dài hạn Kết ước lượng tham số theo phương pháp EG-OLS PL trình bày tóm tắt bảng 4.1 Hệ số tham số α1 tất trường hợp có ý nghĩa thống kê mức 1% Các kiểm định phần dư ước lượng EG-OLS chuỗi dừng Kết cho thấy tồn mối cân dài hạn biến lãi suất trường hợp Khi thực ước lượng theo phương pháp EG-OLS, tượng tự tương quan làm cho kết ước lượng tham số tính hiệu Trong ước lượng theo phương pháp PL lại không thấy có tượng tự tương quan11 Bằng phương pháp PL, kết hoàn toàn thống Tất trường hợp không xảy truyền dẫn hoàn toàn Hệ số truyền dẫn trung bình trường hợp mức cao dao động khoảng 11 Trong mô hình truyền dẫn lãi suất sách sang lãi suất tiền gửi, DW có giá trị 1.65 Đối chiếu với kết tra bảng (Savin & White, 1997) với mức ý nghĩa 1% giá DW khoảng 1.592 – 1.757 15 0.72 đến 0.87 Mối tương quan tìm thấy có giá trị dương tất trường hợp Một số tác Đinh Thị Thu Hồng & Phan Đình Mạnh (2013), Lê Phan Thị Diệu Thảo & Nguyễn Thị Thu Trang (2014) tìm thấy truyền dẫn lãi suất bán lẻ không hoàn toàn Việt Nam Đối với mối quan hệ lãi suất sách chiều hàm ý rằng, tăng lãi suất sách không tác động đến lãi suất bán lẻ mà làm tăng lãi suất thị trường liên ngân hàng Đây hiệu ứng tích cực hỗ trợ điều hành CSTT thắt chặt NHNN Trong tất trường hợp hệ số chặn, đại diện cho markup markdown, Nghiên cứu tìm thấy có giá trị dương có ý nghĩa thống kê Kết hàm ý ngân hàng thường cộng thêm khoảng phần bù rủi ro định giá khoản vay huy động vốn Bảng Truyền dẫn lãi suất bán lẻ -Cân dài hạn Lãi suất cho vay (LD) 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) 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) 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 tác giả từ phần mềm thống kê *,**,*** biểu thị mức ý nghĩa thống kê 1%, 5% 10% Ước lượng OLS thực theo phương trình yt =α0 + α1xt + εt Ước lượng PL thực theo phương trình = + ( + + )+∑ ∆ + (3.3c) Độ trễ lựa +∑ chọn theo tiêu chí AIC 4.1.3 Tác động minh bạch sách tiền tệ đô la hóa 4.1.3.1 Thay đổi cấu trúc: Minh bạch sách tiền tệ Kết ảnh hưởng thay đổi cấu trúc minh bạch CSTT tóm tắt bảng 4.2 Bảng 4.2 cho thấy biến giả D07 biến tương tác D07*x ý nghĩa thống kê Tuy nhiên bảng 4.3 cho kết tốt ảnh hưởng minh bạch CSTT đến truyền dẫn lãi suất bán lẻ Việt Nam Biến tương tác D10*x cột (b), (c), (h), (g), (f) (k) có giá trị dương Điều hàm ý truyền dẫn từ lãi suất liên ngân hàng vào lãi suất cho vay, lãi suất huy động từ lãi suất Tbill vào lãi suất liên ngân hàng giai đoạn sau minh bạch CSTT lớn so với giai đoạn trước 16 Bảng Minh bạch sách tiền tệ 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 Nguồn: Tính toán tác giả theo phần mềm thống kê Ước lượng PL thực theo phương trình = + ( + +∑ + )+∑ ∆ + 07 + 07 ∗ + Độ trễ lựa chọn theo tiêu chí AIC LDvsVNIBOR3 truyền ∗ dẫn lãi suất liên ngân hàng sang lãi suất cho vay Tương tự cho trường hợp lại Bảng Minh bạch sách tiền tệ truyền dẫn lãi suất bán lẻ Diễn giải LDvsVNB OR3 LDvsV NBOR3 LDvsPR LDvsPR DRvsV NIBOR DRvsV NIBOR 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 -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 tác giả theo phần mềm thống kê Ước lượng PL thực theo phương trình = + + ∑ ( + + )+∑ ∆ + 10 + 10 ∗ + Độ trễ lựa chọn theo tiêu chí ∗ AIC LDvsVNIBOR3 truyền dẫn lãi suất liên ngân hàng sang lãi suất cho vay Tương tự cho trường hợp lại 17 4.1.3.2 Đô la hóa truyền dẫn lãi suất bán lẻ Hệ số biến tương tác kỳ vọng có giá trị âm để phản ánh hệ số truyền dẫn giảm giai đoạn đô la hóa cao Hay nói cách khác đô la hóa cao làm cho truyền dẫn lãi suất không hoàn toàn Đây điều nhà hoạch định sách tiền tệ không mong đợi Kết bảng 4.5 cho thấy biến tương tác có giá trị âm ủng hộ giả thuyết mức độ đô la hóa cao làm cho hệ số truyền dẫn lãi suất giảm đi, hay nói cách khác CSTT hiệu lực Bảng Ảnh hưởng 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 LDvsPR DRvsVNIBOR3 DRvsPR 66.16 7.91 Nguồn: Tính toán tác giả theo phần mềm thống kê Ước lượng PL thực theo phương trình = + ( + + +∑ )+∑ ∆ + + ∗ + Độ trễ lựa chọn theo tiêu chí AIC LDvsVNIBOR3 truyền dẫn lãi suất ∗ liên ngân hàng sang lãi suất cho vay Tương tự cho trường hợp lại 4.1.4 Kết ước lượng cân ngắn hạn tốc độ điều chỉnh lãi suất bán lẻ Kết từ bảng 4.6 cho thấy hệ số hiệu chỉnh δ có dấu trùng với kỳ vọng tất trường hợp có ý nghĩa thống kê ngoại trừ cột (c) Bảng Truyền dẫn lãi suất bán lẻ tức thời 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 tác giả theo phần mềm thống kê Ước lượng PL thực theo phương trình ∆ = ∆ + +∑ ∆ +∑ ∆ + Với thu từ phương trình (3.3) với tham số ước lượng PL phương trình (3.3c) = + + Độ trễ lựa chọn theo tiêu chí AIC LDvsVNIBOR3 truyền dẫn lãi suất liên ngân hàng sang lãi suất cho vay Tương tự cho trường hợp lại 18 4.1.5 Hành vi điều chỉnh lãi suất lẻ bất cân xứng Để kiểm định điều chỉnh bất cân xứng lãi suất bán lẻ cần quan tâm đến vị trí lệch khỏi trạng thái cân Trường hợp biến giả (K) sử dụng Trong K nhận giá trị εt-1 > nhận giá trị εt-1 < Bảng Điều chỉnh cân xứng 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 tác giả theo phần mềm thống kê Ước lượng PL thực theo phương trình ∆ = ∆ + K + (1 − K) ∗ +∑ ∆ +∑ ∆ + Với thu từ phương trình (3.3) với tham số ước lượng PL phương trình (3.3c) = + + Trong K nhận giá trị ECt-1 > nhận giá trị ECt-1 < Độ trễ lựa chọn theo tiêu chí AIC LDvsVNIBOR3 truyền dẫn lãi suất liên ngân hàng sang lãi suất cho vay Tương tự cho trường hợp lại Bảng 4.7 trình bày tóm tắt kết phân tích tốc độ điều chỉnh bất cân xứng Các hệ số kiểm định điều chỉnh bất cân xứng (δ2 δ3 ) mang giá trị âm cột a, b d Điều hàm ý tồn điều chỉnh lãi suất bất cân xứng Việt Nam cho mối quan hệ trường hợp Như nêu phần 3.2.3, Đối với lãi suất tiền gửi | | > | | (tương đương < ) cho biết tồn điều chỉnh bất cân xứng theo hương tăng cứng nhắc Điều đồng nghĩa với giả thuyết thỏa hiệp định giá Ngược lại | | < | | (tương đương > ) cho biết tồn điều chỉnh bất cân xứng theo hương giảm cứng nhắc Điều đồng nghĩa với giả thuyết hành vi người tiêu dùng; Đối với lãi suất cho vay | | > | | (tương đương < ) cho biết tồn điều chỉnh bất cân xứng theo hương giảm cứng nhắc Điều đồng nghĩa với giả thuyết hành vi người tiêu dùng Ngược lại | | < | | (tương đương > ) cho biết tồn điều chỉnh bất cân xứng theo hương tăng cứng nhắc Điều đồng nghĩa với giả thuyết thỏa hiệp định giá; 4.2 Các yếu tố định lãi cận biên tác động đến điều chỉnh lãi suất bán lẻ 4.2.1 Kết mô hình liệu bảng với ước lượng Fixed effect Kết mô hình ước lượng mô hình (3.9) mô hình (3.11) với ước lượng fixed effect (FE) trình bày bảng 4.8 Nhìn chung, kết phân tích hồi quy tóm tắt bảng 4.8 cho thấy dấu hệ số hồi quy với kỳ vọng ban đầu có ý nghĩa thống kê ngoại trừ biến chi phí hoạt động Tham số biến có dấu kỳ vọng chưa có ý nghĩa thống kê 19 Bảng Kết ước lượng mô hình (3.9) (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 month) ps5 Biến tương tác ( PS3*PS5) ps6 Thu nhập từ phí hoa hồng (Thu nhập từ phí 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 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 lãi (Chi phí lãi suất/Tổng TS) ps12 Chi phí hội (Vốn lưu động/Tổng TS) ps13 Hiệu quản trị (tổng chi phí/tổng doanh thu) ps14 Tỷ lệ tăng trưởng GDP năm (%) gdp Tỷ lệ lạm phát 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 ước lượng phần mềm thống kê Stata Trong viết *,**,*** biểu thị mức ý nghĩa thống kê 1%, 5% 10% Giá trị ngoặc đơn thể sai số thống kê Ngưỡng Psnon = EXP(-PSnon/(2PSnon_sq)) Các kết Hausman test giúp đánh giá mô hình FE có phù hợp hay không Giả thuyết H0 kiểm định cov( , ) #0 Nếu giả thuyết đủ chứng bác bỏ nghĩa mô hình FE phù hợp Modified Wald test Wooldridge test sử dụng để kiểm tra vấn đề phương sai thay đổi tự tương quan bậc Giả thuyết H0 Modified Wald test tượng phương sai thay đổi Giả thuyết H0 Wooldridge test tự tương quan bậc mô hình hồi quy FE Với mức ý nghĩa 5% kết chấp nhận giả thuyết H0 kiểm định Hausman nghĩa mô hình FE cho kết Hai kiểm định Modified Wald Wooldridge cho thấy mô hình tồn tự tương quan bậc phương sai thay đổi Bảng 4.8 trình bày kết mô hình FE sau khắc phục phương sai thay đổi Các hệ số có ý nghĩa thống kê có mối quan hệ phù hợp với kỳ vọng cho thấy lo lắng đa cộng tuyến biến PS2 vs PS3, PS14 vs PS2 PS14 vs PS3 không đáng kể 20 4.2.2 Kết mô hình liệu bảng động Bảng 4.11 4.12 tóm tắt kết System GMM sau hiệu chỉnh sai số Nhìn chung, dấu kỳ vọng biến giải thích biến phụ thuộc (M) quán với mô hình (System GMM bước System GMM hai bước) gần không thay đổi so với mô hình FE thực ban đầu trừ biến rủi ro thị trường (PS5), biến tương tác (PS6) ý nghĩa thống kê Các tham số thu nhập từ phí hoa hồng, thu nhập từ kinh doanh chứng khoán, thu nhập từ kinh doanh vàng ngoại hối, thu nhập khác có ảnh hưởng lớn đến lãi cận biên tương đương với ước lượng FE, tham số PSnon PSnon_sq có mối quan hệ với lãi cận biên theo xu hướng đổi chiều từ tương quan âm sang tương quan dương có ý nghĩa thống kê mức 1% Kết khẳng định hành vi thiết lập lãi cận biên theo chiến lược tài trợ chéo thu nhập truyền thống kinh doanh đại Tuy nhiên, tăng qua mức kinh doanh đại chiến lược tài trợ chéo không hiệu Với ước lượng GMMs giá trị ngưỡng PSnon tìm thấy mức 1.05% tổng tài sản Để có thêm chứng mối quan hệ phi tuyến nghiên cứu sử dụng thêm phân tích đồ thị dạng phương trình bậc lãi cận biên với thu nhập phi truyền thống Kết mô hình 4.2 Bảng 11 Mô hình liệu bảng động ước lượng với System GMM One step (c) 0.033 (0.119) 0.275*** (0.146) Two step (d) 0.031 (0.095) 0.188** (0.081) One step (e) 0.075 (0.127) 0.243 (0.165) Two step (f) 0.066 (0.1) 0.113 (0.108) One step (g) 0.092 (0.108) 0.206 (0.141) Two step (h) 0.086 (0.113) 0.149 (0.098) ps2 0.437 (0.351) 0.725* (0.254) 0.417 (0.335) 0.783* (0.247) 0.471*** (0.274) 0.749* (0.253) Rủi ro tín dụng (Chi phí dự phòng/Tổng dư nợ) ps3 Độ ngại rủi ro (Vốn CSH/Tổng TS) ps4 0.282 (0.222) 0.103** (0.048) 0.378** (0.144) 0.087* (0.028) 0.306 (0.25) 0.103*** (0.055) 0.469** (0.188) 0.07** (0.031) 0.239 (0.23) 0.086*** (0.045) 0.379** (0.18) 0.07* (0.023) Rủi ro thị trường (SD VNIBOR month) ps5 Biến tương tác ( PS3*PS5) ps6 0.006 (0.01) 0.145 (0.399) 0.007 (0.009) -0.017 (0.294) 0.003 (0.007) 0.118 (0.393) 0.005 (0.007) -0.047 (0.264) 0.001 (0.007) 0.049 (0.294) 0.003 (0.008) 0.025 (0.231) Thu nhập từ phí hoa hồng (Thu nhập từ phí hoa hồng/Tổng TS) ps8 -0.944*** (0.486) -1.112** (0.434) Thu nhập khác (Thu nhập khác /Tổng TS) ps9 -1.226* (0.291) -1.074* (0.287) Thu nhập từ kinh doanh chứng khoán (Lãi/lỗ/ kinh doanh chứng khoán/Tổng TS) ps10 -1.618** (0.633) -1.65* (0.42) Thu nhập từ kinh vàng ngoại hối (Lãi/lỗ kinh doanh ngoại hối/Tổng TS) ps11 -1.824* (0.463) -1.405* (0.462) Diễn giải (a) Lag M Biến (b) L1 Concentration ratio_income ps1_cr Chi phí hoạt động (tổng chi phí hoạt động/Tổng TS) 21 Bảng 12 Mô hình liệu bảng động ước lượng với System GMM (tt) Diễn giải (a) Biến (b) PS8+PS9+PS10+PS11 psnon Thu nhập phi truyền thống bình phương psnon_sq Thanh toán lãi (Chi phí lãi suất/Tổng TS) ps12 Chi phí hội (Vốn lưu động/Tổng TS) ps13 Hiệu quản trị (tổng chi phí/tổng doanh thu) ps14 Tỷ lệ tăng trưởng GDP năm (%) gdp Tỷ lệ lạm phát năm (%) inf Hằng số _cons One step (c) Two step (d) One step (e) Two step (f) One step (g) -1.218* (0.281) -1.108* (0.274) -1.738* (0.323) 19.803* (7.134) -1.533* (0.38) 16.108** (6.667) 1.35* (0.379) -0.026** (0.013) 1.19* (0.354) -0.025** (0.012) 1.365* (0.36) -0.029** (0.013) 1.285* (0.305) -0.025*** (0.014) 0.995* (0.345) -0.033** (0.013) 0.961* (0.336) -0.03** (0.012) -0.098* (0.021) -0.436** (0.201) 0.041 (0.045) 0.114* (0.032) -0.095* (0.016) -0.241 (0.149) 0.028 (0.029) 0.1* (0.025) -0.099* (0.022) -0.399** (0.173) 0.067*** (0.035) 0.111* (0.031) -0.101* (0.022) -0.235 (0.147) 0.053 (0.036) 0.103* (0.028) -0.102* (0.019) -0.43** (0.171) 0.08** (0.031) 0.12* (0.029) 1.05 -0.103* (0.02) -0.269*** (0.147) 0.054 (0.036) 0.111* (0.026) 1.049 (39) [44] 0.018 0.3 0.752 (39) [44] 0.039 0.189 0.752 (30) [44] 0.03 0.424 0.711 (30) [44] 0.065 0.252 0.711 (33) [44] 0.062 0.286 0.724 (33) [44] 0.128 0.24 0.724 0.64/0.68 0.64/0.68 0.34/0.82 0.34/0.82 0.37/0.82 0.37/0.82 0.73/0.59 0.73/0.59 0.59/0.65 0.59/0.65 0.59/0.65 0.59/0.65 Ngưỡng Psnon Number of () [] Arellano-Bond test for AR(1) Arellano-Bond test for AR(2) Hansen-J test (p-value) P-value for levels: Hansen test excluding group/Difference (null H = exogenous) P-value for iv: : Hansen test excluding group/Difference (null H = exogenous) Two step (h) Nguồn: Tác giả tổng hợp từ kết ước lượng phần mềm thống kê Trong viết *,**,*** biểu thị mức ý nghĩa thống kê 1%, 5% 10% Giá trị ngoặc đơn thể sai số thống kê Ngưỡng Psnon = EXP(-PSnon/(2PSnon_sq)) Giá trị ngoặc đơn ngoặc vuông dòng (Number of () []) số biến công cụ số đơn vị chéo liệu bảng Vấn đề sai số ước lượng System GMM khắc phục theo đề xuất Windmeijer (2005) Cuối bảng trình bày kết kiểm định tự tương quan bậc (Arellano-Bond test for AR(1) in first differences), tự tương quan bậc (Arellano-Bond test for AR(2) in first differences), kiểm định độ tin cậy mô hình (Hansen test) có ràng buộc mức (overidentification) Giả thuyết H0 kiểm định Arellano –Bond không tồn tự tương quan bậc phần dư ước lượng GMMs hệ thống Giả thuyết H0 kiểm định Hansen ràng buộc (các biến công cụ) có ý nghĩa Kết kiểm định Hansen (J test) C test cho thấy tất trường hợp ràng buộc mức có giá trị Nghĩa biến công cụ phù hợp Số biến công cụ nhỏ số đơn vị chéo liệu bảng cho thấy kết ước lượng với biến công cụ có tính hiệu Hình Mô quan hệ phi tuyến lãi cận biên với thu nhập phi truyền thống Nguồn: Tác giả thực phần mềm thống kê 22 4.3 Các mô hình kiểm chứng (Robustness checks) 4.3.1 Truyền dẫn lãi suất bán lẻ tiếp cận từ mô hình VAR Trong phần Nghiên cứu tiếp cận truyền dẫn lãi suất bán lẻ theo mô hình VAR Mô hình (Bondt, 2002) áp dụng nghiên cứu truyền dẫn lãi suất bán lẻ khu vực quốc gia Châu âu Nghiên cứu thực ba trật tự để thực phân tích chế truyền dẫn gồm (4.2) (4.3) (4.4) bên Mô hình (4.2) thể chế truyền dẫn lãi suất sách đến lãi suất tiền gửi cho vay Mô hình (4.3) thể chế truyền dẫn lãi suất thị trường liên ngân hàng đến lãi suất tiền gửi cho vay Trong mô hình (4.3) thể chế truyền dẫn lãi suất sách T-bill đến lãi suất thị trường liên ngân hàng Các cú sốc chuẩn hóa phương trình (4.5) Các mô hình thực với mức trễ theo tiêu chí AIC Kết phản ứng xung với cú sốc 1% mô hình (4.2), (4.3) (4.4) mô hình 4.3 đến 4.5 Hình Phản ứng truyền dẫn lãi suất sách (PR) đến lãi suất bán lẻ 20 10 11 13 15 17 19 21 23 -10 Responeses DR to shock PR Responeses LD to shock PR Responeses DR to shock PR(-1) Responeses LD to shock PR(-1) Nguồn: Tính toán tác giả Response DR to shock PR thể phản ứng DR cú sốc tăng 1% lãi suất sách, Responses DR to shock PR(-1) thể phản ứng DR cú sốc giảm 1% lãi suất sách Tương tự cho biến lại Hình 4 Phản ứng truyền dẫn lãi suất liên ngân hàng đến lãi suất bán lẻ 10 Responeses DR to shock VNIBOR3 Responeses LD to shock VNIBOR3 11 13 15 17 19 21 23 Responeses DR to shock VNIBOR3(-1) -5 -10 Nguồn: Tính toán tác giả Response DR to shock VNIBOR3 thể phản ứng DR cú số tăng 1% lãi suất liên ngân hàng, Responses DR to shock VNIBOR3(-1) thể phản ứng DR cú sốc giảm 1% lãi suất liên ngân hàng Tương tự cho biến lại 23 Hình Phản ứng truyền dẫn lãi suất sách (PR) T-bill đến lãi suất thị trường liên ngân hàng 15 Responeses VNIBOR3 to shock Tbill 10 Responeses VNIBOR3 to shock PR -5 11 13 15 17 19 21 23 Responeses VNIBOR3 to shock PR(-1) -10 Nguồn: Tính toán tác giả Response VNIBOR3 to shock PR thể phản ứng VNIBOR3 cú sốc tăng 1% lãi suất sách, Responses VNIBOR3 to shock PR(-1) thể phản ứng VNIBOR3 cú sốc giảm 1% lãi suất sách Tương tự cho biến lại 4.3.2 Mô hình kiểm chứng hành vi thiết lập lãi cận biên Như phân tích phần 2.3.3, số sức mạnh thị trường đo lường theo thị phần đo lường theo giá trị tổng tài sản (Crt_asset) Trong phần số sức mạnh thị trường đo lường số PS1_Crasset sử dụng để phân tích kiểm chứng Ngoài ra, nghiên cứu sử dụng tiêu đo lường đa dạng hóa thu nhập (DIV2) Trinugroho cộng (2014) sử dụng, đa dạng hóa doanh thu (DIV1) đa dạng hóa tài sản (DIV3) Lin cộng (2012) sử dụng để phân tích chiến lược tài trợ chéo thu nhập cho vay túy nghiệp vụ kinh doanh đại Các tiêu tính toán bảng 4.13 Bảng 13 Các tiêu đo lường đa dạng hóa doanh thu, thu nhập tài sản STT Công thức tính − | DIV1 = 1-| DVI2 = − + + + ∗ DIV3 = 1-| Ghi Với x tỷ lệ tổng thu nhập phi truyền thống so với tổng thu nhập hoạt động Với INT, COM, TRAD, Other thu nhập từ lãi suất, thu nhập từ phí hoa hồng, thu nhập từ kinh doanh chứng khoán, vàng ngoại hối thu nhập khác RVE tổng thu nhập − | Với x dư nợ tổng tài sản Nguồn: Thực theo Trinugroho cộng (2014); Lin cộng (2012) DIV1 DIV3 có giá trị từ đến DIV2 có giá trị từ đến 0.75 Giá trị lớn thể mức độ đa dạng hóa cao Bảng 4.14 trình bày kết phân tích mô hình Robustness với phương pháp ước lượng FE Bảng 4.14 trình bày kết phân tích mô hình Robustness với phương pháp ước lượng GMMs Kết ước lượng bảng 4.14 4.15 cho thấy hầu hết tham số ước lượng có tương quan với kỳ vọng nhiều khác biệt so với kết ước lượng phần 4.2 – Trong mô hình kiểm chứng, tham số biến sức mạnh thị trường, đa dạng hóa thu nhập có tương quan chiều với lãi cận biên mức ý nghĩa thống kê tất ước lượng Kết phù hợp với kết tìm trước kỳ vọng nghiên cứu Tham số biến đa dạng hóa tài sản có tương quan chiều hệ số chưa có ý nghĩa thống kê – Biến chi phí hội đo lường tiêu tiền mặt/Tổng TS có tương quan chiều hệ số chưa có ý nghĩa thống kê 24 Bảng 14 Kết mô hình robustness với ước lượng Fixed effect Diễn giải (a) Concentration ratio_income Biến (b) ps1_cr Concentration ratio_asset ps1_crasset 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 month) ps5 Biến tương tác ( PS3*PS5) ps6 Đa dạng doanh thu div1 Đa dạng thu nhập div2 Đa dạng tài sản div3 Thanh toán lãi (Chi phí lãi suất/Tổng TS) ps12 Chi phí hội (Vốn lưu động/Tổng TS) ps13 Chi phí hội (Tiền mặt/Tổng TS) ps13b Efficiency (tổng chi phí/tổng doanh thu) ps14 Tỷ lệ tăng trưởng GDP năm (%) gdp Tỷ lệ lạm phát năm (%) inf Hằng số _cons R-sq: within FE-vce (c) 0.043 (0.037) FE-vce (d) 0.041 (0.039) FE-vce (e) FE-vce (f) -0.032 (0.05) -0.058 (0.06) 0.15 (0.242) 0.171 (0.15) 0.071* (0.022) 0.014** (0.006) -0.154* (0.049) -0.016* (0.003) -0.002 (0.004) 0.008 (0.006) 0.136 (0.233) 0.135 (0.142) 0.081* (0.022) 0.015** (0.006) -0.118** (0.057) -0.017* (0.003) -0.001 (0.004) 0.009 (0.006) 0.138 (0.243) 0.165 (0.152) 0.07* (0.022) 0.014** (0.006) -0.159* (0.05) -0.017* (0.003) -0.002 (0.004) 0.008 (0.006) 0.119 (0.234) 0.126 (0.144) 0.08* (0.022) 0.014** (0.006) -0.125** (0.058) -0.017* (0.003) -0.0003 (0.004) 0.009 (0.006) 0.343** (0.131) -0.021* (0.006) 0.385* (0.141) 0.339** (0.13) -0.021* (0.006) 0.38** (0.14) -0.08* (0.01) -0.374* (0.138) 0.016 (0.011) 0.104* (0.012) 0.73 0.023 (0.019) -0.075* (0.01) -0.353** (0.147) 0.003 (0.012) 0.092* (0.011) 0.71 -0.079* (0.01) -0.352** (0.139) 0.015 (0.011) 0.104* (0.012) 0.73 0.026 (0.019) -0.073* (0.01) -0.324** (0.149) 0.002 (0.012) 0.091* (0.011) 0.71 Nguồn: Tác giả tổng hợp từ kết ước lượng phần mềm thống kê Stata Trong viết *,**,*** biểu thị mức ý nghĩa thống kê 1%, 5% 10% Các kết Hausman test giúp đánh giá mô hình FE có phù hợp hay không Giả thuyết H0 kiểm định cov(X_it,u_i ) #0 Nếu giả thuyết đủ chứng bác bỏ nghĩa mô hình FE phù hợp Modified Wald test Wooldridge test sử dụng để kiểm tra vấn đề phương sai thay đổi tự tương quan bậc Giả thuyết H0 Modified Wald test tượng phương sai thay đổi Giả thuyết H0 Wooldridge test tự tương quan bậc mô hình hồi quy FE Với mức ý nghĩa 5% kết chấp nhận giả thuyết H kiểm định Hausman nghĩa mô hình FE cho kết Hai kiểm định Modified Wald Wooldridge cho thấy mô hình tồn tự tương quan bậc phương sai thay đổi Bảng 4.14 trình bày kết mô hình FE sau khắc phục phương sai thay đổi Các hệ số có ý nghĩa thống kê có mối quan hệ phù hợp với kỳ vọng cho thấy lo lắng đa cộng tuyến biến PS2 vs PS3, PS14 vs PS2 PS14 vs PS3 không đáng kể 25 Bảng 15 Kết ước lượng mô hình Robustness với phương pháp GMMs Diễn giải Lag M Biến (b) L1 Concentration ratio_income ps1_cr Concentration ratio_asset ps1_crasset 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 month) ps5 Biến tương tác ( PS3*PS5) ps6 Đa dạng doanh thu div1 Đa dạng thu nhập div2 Đa dạng tài sản div3 Thanh toán lãi (Chi phí lãi suất/Tổng TS) ps12 Chi phí hội (Vốn lưu động/Tổng TS) ps13 Chi phí hội (Tiền mặt/Tổng TS) ps13b Efficiency (tổng chi phí/tổng doanh thu) ps14 Tỷ lệ tăng trưởng GDP năm (%) gdp Tỷ lệ lạm phát năm (%) inf Hằng số _cons (a) Number of () [] Arellano-Bond test for AR(1) Arellano-Bond test for AR(2) Hansen-J test (p-value) P-value for levels: Hansen test excluding group/Difference (null H = exogenous) P-value for iv: : Hansen test excluding group/Difference (null H = exogenous) One step (c) 0.087 (0.131) 0.134 (0.114) Two step (d) -0.003 (0.106) 0.046 (0.129) One step (e) 0.088 (0.138) Two step (f) 0.045 (0.116) 0.121*** (0.066) 0.115*** (0.064) 0.687** (0.282) 0.243 (0.163) 0.082** (0.037) 0.025*** (0.013) -0.321 (0.276) -0.023* (0.004) -0.014* (0.005) -0.003 (0.006) 0.98* (0.282) 0.403*** (0.211) 0.048 (0.038) 0.029*** (0.014) -0.553 (0.414) -0.023* (0.005) -0.014* (0.005) -0.003 (0.006) 0.693* (0.255) 0.237** (0.109) 0.082* (0.026) 0.028** (0.013) -0.3 (0.279) -0.026* (0.004) -0.015* (0.005) -0.002 (0.005) 0.983* (0.233) 0.292*** (0.148) 0.059** (0.024) 0.027*** (0.015) -0.442 (0.346) -0.026* (0.005) -0.014* (0.005) -0.001 (0.007) 0.059 (0.153) -0.019** (0.008) 0.107 (0.162) -0.018** (0.007) 0.029 (0.173) 0.031 (0.153) 0.01 (0.051) -0.095* (0.018) -0.147 (0.202) -0.025 (0.046) 0.1* (0.019) (37) [44] 0.099 0.424 0.179 -0.094* (0.016) -0.276 (0.171) -0.008 (0.038) 0.11* (0.024) (36) [44] 0.006 0.53 0.252 -0.092* (0.015) -0.147 (0.18) -0.016 (0.045) 0.105* (0.018) (36) [44] 0.287 0.368 0.252 0.018 (0.034) -0.094* (0.015) -0.257 (0.177) -0.033 (0.04) 0.106* (0.02) (37) [44] 0.002 0.432 0.179 0.17/0.43 0.17/0.43 0.62/0.07 0.62/0.07 0.53/0.15 0.53/0.15 0.38/0.15 0.38/0.15 Nguồn: tính toán tác giả Trong viết *,**,*** biểu thị mức ý nghĩa thống kê 1%, 5% 10% Giá trị ngoặc đơn thể sai số thống kê Giá trị ngoặc đơn ngoặc vuông dòng (Number of () []) số biến công cụ số đơn vị chéo Vấn đề sai số ước lượng System GMM khắc phục theo đề xuất Windmeijer (2005) Cuối bảng trình bày kết kiểm định tự tương quan bậc (Arellano-Bond test for AR(1) in first differences), tự tương quan bậc (ArellanoBond test for AR(2) in first differences), kiểm định độ tin cậy mô hình (Hansen test) có ràng buộc mức (overidentification) Giả thuyết H0 kiểm định Arellano –Bond không tồn tự tương quan bậc phần dư ước lượng GMM hệ thống Giả thuyết H0 kiểm định Hansen ràng buộc (các biến công cụ) có ý nghĩa Kết kiểm định Hansen (J test) C test cho thấy tất trường hợp ràng buộc mức có giá trị Nghĩa biến công cụ phù hợp Số biến công cụ nhỏ số đơn vị chéo liệu bảng cho thấy kết ước lượng với biến công cụ có tính hiệu 26 KẾT LUÂN VÀ CÁC HÀM Ý CHÍNH SÁCH 5.1 Các kết luận  Luận án thực phân tích đo lường hệ số số truyền dẫn lãi suất bán lẻ tìm hiểu yếu tố ảnh hưởng đến trình truyền dẫn lãi suất bán lẻ Việt Nam  Qua mô hình thực nghiệm, Luận án tìm thấy lãi suất bán lẻ lãi suất sách có mối quan hệ đồng liên kết Các hệ số truyền dẫn từ lãi suất sách đến lãi suất bán lẻ nhỏ mức ý nghĩa thống kê Điều hàm ý truyền dẫn lãi suất bán lẻ không hoàn toàn  Các mô hình thực nghiệm giúp Luận án phát yếu tố ảnh hưởng đến trình truyền dẫn lãi suất bán lẻ Việt Nam Đầu tiên, giai đoạn tăng minh bạch CSTT có tác động làm tăng hệ số truyền dẫn lãi suất bán lẻ Điều có nghĩa minh bạch CSTT làm tăng hiệu lực CSTT Trong đó, đô la hóa cao có ảnh hưởng ngược chiều đến hệ số truyền dẫn lãi suất bán lẻ Nghĩa là, tượng đô la hóa tăng lên hiệu lực kênh truyền dẫn lãi suất giảm xuống  Luận án tìm chứng cho thấy tồn điều chỉnh bất cân xứng lãi suất bán lẻ Các kiểm định cho thấy giả thuyết hành vi thỏa hiệp định giá hành vi người tiêu dùng tồn Việt Nam  Ngoài lãi suất sách, phân tích yếu tố định lãi cận biên giúp Luận án có thêm chứng giải thích hành vi điều chỉnh lãi suất bán lẻ Ngoài yếu tố đề cập mô hình Maudos & Solisa (2009), Nghiên cứu xem xét mối quan hệ phi tuyến thu nhập phi truyền thống lãi cận biên hệ thống NHTM Việt Nam Các NHTM Việt Nam thực chiến lược tài trợ chéo Tuy nhiên mô hình thực nghiệm mối quan hệ phi tuyến (dạng chữ U) Khi hoạt động phi truyền thống tăng cao ngưỡng khoảng 1.05-1.40% rủi ro chiến lược lớn nên thu nhập phi truyền thống tài trợ chéo cho hoạt động cho vay truyền thống  Về học thuật, với kết đạt từ mô hình thực nghiệm, Luận án bổ sung vào khoảng trống tranh luận thiếu truyền dẫn lãi suất bán lẻ Việt Nam, điển hình kinh tế chuyển đổi giai đoạn phát triển Luận án bổ sung thêm tranh luận ảnh hưởng minh bạch CSTT, ảnh hưởng đô la hóa đến hiệu lực CSTT Khi vận dụng mô hình thiết lập lãi cận biên giải thích ảnh hưởng yếu tố lãi suất sách đến điều chỉnh lãi suất bán lẻ, Luận án phát triển kiểm chứng giả thuyết mối quan hệ phi tuyến lãi cận biên thu nhập phi truyền thống Với phát mối quan hệ phi tuyến thu nhập lãi vay với lãi cận biên theo dạng chữ U, điều hàm ý NHTM tăng hoạt động lãi vay mức không giúp NHTM giảm lãi suất cho vay giả thuyết tài trợ chéo mà ngược lại Hiệu ứng phi tuyến dạng chữ U tìm thấy hệ thống NHTM Việt Nam cho biết lãi suất cho vay tăng lên thực hoạt động lãi vay mức 5.2 Các hàm ý sách Từ kết nghiên cứu hiệu lực CSTT hành vi NHTM, Luận án thấy để kênh truyền dẫn tạo tác động mong đợi mục tiêu giá sản lượng nhà hoạch định sách nên quan tâm đến số vấn đề sau: 27 i Hiệu lực CSTT qua kênh lãi suất có liên quan đến minh bạch sách Như vậy, để CSTT phát huy hiệu lực mong đợi, Việt Nam nên nổ lực thực cam kết minh bạch sách ký kết gia nhập WTO hiệp định thương mại, khu vực kinh tế chung NHNN bước thiết lập chế thị trường nhiều cho lãi suất bán lẻ NHNN nên định hướng thông tin đầy đủ dạng văn luật nội dung như: + Các mục tiêu sách quy định thể chế để thấy rõ động nhà hoạch định sách + Các thông tin kinh tế sử dụng sách tiền tệ gồm liệu kinh tế, mô hình sử dụng dự báo NHNN + Các thủ tục mô tả cách thức định công cụ sách tiền tệ thực thi + Thông báo giải thích định sách + Thông tin thực định sách tiền tệ bao gồm việc thảo luận sai sót kiểm soát công cụ điều hành xáo trộn truyền dẫn kinh tế vĩ mô ii Đô la hóa cao làm giảm hiệu lực CSTT Như vậy, để tăng hiệu lực CSTT, Chính phủ cần thiết lập quy định giảm sử dụng ngoại tệ giao dịch toán phi ngoại thương tích trữ tài sản ngoại tệ giám sát thực quy định iii Việt Nam nên triển khai tái thiết lập hệ thống NHTM, đồng thời giám sát vấn đề tập trung thị trường nhóm NHTM lớn để tạo môi trường có hành vi tạo lợi nhuận cao cho NHTM tổn thất cho phát triển khu vực tư nhân Điều làm cho truyền dẫn CSTT đến mục tiêu giá sản lượng mức cao iv Các nhà hoạch định sách nên hướng đến việc tạo môi trường cạnh tranh lành mạnh hệ thống NHTM, Đây tiền đề cho tảng tài vững hiệu v Để hệ thống ngân hàng thương mại Việt Nam hoạt động hiệu quả, sách tiền tệ nên hướng đến lạm phát mục tiêu vi Vấn đề kiểm soát rủi ro tín dụng nên quan quản lý, nhà quản trị NHTM quan tâm nghiêm túc thực Quản trị rủi ro tín dụng cần hoàn thiện cấp quản lý NHNN NHTM vii Ở góc độ quản trị ngân hàng, nhà quản trị ngân hàng nên ý vấn đề thuộc khía cạnh quản trị nội như:  Nhận thức hoạt động quản trị rủi ro sản phẩm kinh doanh phi truyền thống thực tốt hoạt động  Trong đa dạng hóa sản phẩm, NHTM phải cân nhắc hoạt động kinh doanh có nhiều rủi ro kinh doanh vàng, chứng khoán, ngoại hối Các hướng nghiên cứu mở rộng  Cần mở rộng nghiên cứu chủ đề khía cạnh mở rộng thu thập liệu đến ngân hàng thương mại vốn chi phối nhà nước mở rộng đối tượng chịu tác động lãi suất thị trường liên ngân hàng lãi suất cho vay chấp…  Trong tương lai, để có thêm chứng yếu tố xác định lãi cận biên cần cập nhật mở rộng nghiên cứu chủ đề với mẫu bao gồm NHTM nước Việt Nam Phân tích mối quan hệ rủi ro thu nhập phi truyền thống tính ổn định hệ thống ngân hàng nên thực So sánh khác biệt hành vi định lãi cận biên nhóm NHTM hướng mở rộng nghiên cứu 28 CÁC CÔNG TRÌNH KHOA HỌC ĐÃ CÔNG BỐ CỦA TÁC GIẢ Truyền dẫn tỷ giá hối đoái Việt Nam trước sau gia nhập WTO (2012) Đồng tác giả Kỷ yếu Hội thảo khoa học Việt Nam sau năm gia nhập WTO: Các phương diện kinh tế, quản trị, tài luật pháp, tháng 10/2012, 96-110 Trường Đại học Kinh Tế Thành phố Hồ Chí Minh Cơ chế truyền dẫn sách tiền tệ Việt Nam tiếp cận theo mô hình SVAR Đồng tác giả Tạp chí Phát triển hội nhập, số10 (20) tháng 5-6/2013, 17-21 Minh bạch sách tiền tệ truyền dẫn lãi suất bán lẻ Việt Nam (2013) Đồng tác giả Tạp chí Phát triển hội nhập, số 15 (25) 3-4/2013, 18-21 Các yếu tố định lãi cận biên ngân hàng thương mại Việt Nam (2015) Đồng tác giả Tạp Chí Công Nghệ Ngân Hàng, số 108 tháng 3/2015, 3-15 Mối quan hệ phi tuyến thu nhập phi truyền thống lãi cận biên: Nghiên cứu ngân hàng thương mại Việt Nam (2015) Đồng tác giả Tạp chí Phát triển Kinh tế, số 26(12), 30-52 Bất ổn lãi suất truyền dẫn lãi suất bán lẻ Việt Nam (2016), Đồng tác giả Tạp chí Phát triển Kinh tế, số 27(8), 21-41 29 [...]... 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... thấy các kết quả ước lượng với biến công cụ có tính hiệu quả 26 5 KẾT LUÂN VÀ CÁC HÀM Ý CHÍNH SÁCH 5.1 Các kết luận  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 Vi t 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. .. 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 Vi t 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... 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... và hội nhập, số 15 (25) 3-4/2013, 18-21 4 Các yếu tố quyết định lãi cận biên ngân hàng thương mại Vi t Nam (2015) Đồng tác giả Tạp Chí Công Nghệ Ngân Hàng, số 108 tháng 3/2015, 3-15 5 Mối quan hệ phi tuyến giữa thu nhập phi truyền thống và lãi cận biên: Nghiên cứu tại các ngân hàng thương mại Vi t Nam (2015) Đồng tác giả Tạp chí Phát triển Kinh tế, số 26(12), 30-52 6 Bất ổn lãi suất và truyền dẫn lãi. .. 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 Vi t Nam  Ngoài lãi suất chính sách, phân tích các yếu... 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 Vi t 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. .. dụng trong nghiên cứu truyền dẫn lãi suất bán lẻ ở khu vực các quốc gia Châu âu Nghiên cứu thực hiện ba trật tự để thực hiện phân tích cơ chế truyền dẫn gồm (4.2) (4.3) và (4.4) bên dưới Mô hình (4.2) thể hiện cơ chế truyền dẫn lãi suất chính sách đến lãi suất tiền gửi và cho vay Mô hình (4.3) thể hiện cơ chế truyền dẫn lãi suất thị trường liên ngân hàng đến lãi suất tiền gửi và cho vay Trong khi mô... chứng khoán, ngoại hối Các hướng nghiên cứu mở rộng  Cần mở rộng nghiên cứu chủ đề này ở khía cạnh mở rộng thu thập dữ liệu đến các ngân hàng thương mại không có vốn chi phối của nhà nước và mở rộng đối tượng chịu tác động của lãi suất thị trường liên ngân hàng và lãi suất cho vay thế chấp…  Trong tương lai, để có thêm bằng chứng các yếu tố xác định lãi cận biên cần cập nhật và mở rộng nghiên cứu chủ... 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 Vi t Nam Biến tương ...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 VI T NAM: CÁC THAY ĐỔI CẤU TRÚC VÀ HÀNH VI CỦA NGÂN HÀNG THƯƠNG MẠI TÓM TẮT LUẬN... đến truyền dẫn Khoảng trống nghiên cứu truyền dẫn lãi suất bán lẻ Vi t Nam Ở Vi t Nam, vấn đề nghiên cứu truyền dẫn sách tiền tệ mẻ, nghiên cứu truyền dẫn lãi suất bán lẻ phần nhiều tập trung vào... Kênh truyền dẫn CSTT vai trò lãi suất bán lẻ truyền dẫn CSTT 1.1.1 Kênh truyền dẫn sách tiền tệ 1.1.2 Truyền dẫn lãi suất sách vào lãi suất bán lẻ 1.1.3 Truyền dẫn lãi suất