Rủi ro hệ thống của ngân hàng việt nam và các cú sốc kinh tế vĩ mô

BỘ GIÁO DỤC VÀ ĐÀO TẠO TRƢỜNG ĐẠI HỌC KINH TẾ TP.HCM - - THÁI MỸ PHƢƠNG RỦI RO HỆ THỐNG CỦA NGÂN HÀNG VIỆT NAM VÀ CÁC CÚ SỐC KINH TẾ VĨ MÔ LUẬN VĂN THẠC SĨ KINH TẾ Tp.HCM- Năm 2017 BỘ GIÁO DỤC VÀ ĐÀO TẠO TRƢỜNG ĐẠI HỌC KINH TẾ TP.HCM - - THÁI MỸ PHƢƠNG RỦI RO HỆ THỐNG CỦA NGÂN HÀNG VIỆT NAM VÀ CÁC CÚ SỐC KINH TẾ VĨ MƠ Chun ngành: Tài chính- Ngân hàng Mã số: 60340201 LUẬN VĂN THẠC SĨ KINH TẾ NGƢỜI HƢỚNG DẪN KHOA HỌC: PGS TS HỒ VIẾT TIẾN Tp.HCM- Năm 2017 LỜI CAM ĐOAN Tôi cam đoan công trình nghiên cứu riêng tơi.Các số liệu, kết nêu luận văn trung thực chưa cơng bố cơng trình khác Tp Hồ Chí Minh, năm 2017 Tác giả Thái Mỹ Phương MỤC LỤC TRANG PHỤ BÌA LỜI CAM ĐOAN MỤC LỤC DANH MỤC VIẾT TẮT DANH MỤC HÌNH VẼ DANH MỤC BẢNG BIỂU Chương Giới thiệu Chương Nền tảng lý thuyết nghiên cứu nội dung nghiên cứu trước 2.1 Nền tảng lý thuyết: 2.1.1 Rủi ro hệ thống 2.1.2 Cú sốc vĩ mô 2.1.3 Vấn đề khai thác tín hiệu , rủi ro, khơng chắn hành vi có hệ thống ngân hàng 11 2.2 Các nghiên cứu trước 12 Chương Nguồn liệu phương pháp nghiên cứu 18 3.1 Mô tả liệu 18 3.1.1 Các biến đại diện cho hành vi quán (bầy đàn) của ngân hàng: 18 3.1.2 Đòn bẫy tổng hợp (dtl): 21 3.1.3 Tăng trưởng GDP đo lường mức sức mạnh tăng trưởng kinh tế 22 3.1.4 Lạm phát nhân tố bóp méo tín hiệu đưa giá tương đối 25 3.1.5 Output gap đo lường chu kỳ kinh doanh 26 3.2 Phương pháp nghiên cứu: 29 3.2.1 Mơ hình nghiên cứu nghiên cứu Christian Calmes Raymond Theoret (2014) 29 3.2.2 Mơ hình EGARCH Nelson (1991) 33 3.2.3 Phương pháp nghiên cứu 34 Chương Kết nghiên cứu 37 4.1 Kiểm định tính dừng 37 4.2 Ước lượng OLS kiểm định phương sai thay đổi (ARCH test) 38 4.3 Ước tính EGARCH cho disp(lta) disp(snonin) 40 4.4 Khả giải thích rủi ro khơng chắn vĩ mô với rủi ro hệ thống 45 4.5 Kiểm tra tính vững mơ hình cách lượng cho lta snonin 47 Chương Kết luận 51 DANH MỤC VIẾT TẮT ADF: Thống kê kiểm định Dickey-Fuller AIC:Tiêu chuẩn thông tin Akaike AR:Quá trình tự hồi quy ARMA:Quá trình trung bình trượt tự hồi quy EGARCH:Mơ hình GARCH dạng mũ GDP:Tổng sản phẩm quốc nội MA:Quá trình trung bình trượt ECB: Ngân hàng Trung ương Châu Âu DANH MỤC HÌNH VẼ Hình 3.1: Biểu đồ tỷ số cho vay / tài sản (lta) tỷ số thu nhập lãi thu nhập hoạt động (snonin) trung bình ngân hàng Việt Nam giai đoạn nghiên cứu 20 Hình 3.2: Biểu đồ tăng trưởng GDP theo quí năm 2006 đến q năm 2010 23 Hình 3.3: Biểu đồ tăng trưởng GDP phương sai tỷ số dư nợ/ tài sản từ quý năm 2013 đến quý năm 2016 24 Hình 3.4: Biểu đồ tăng trưởng GDP phương sai tỷ số thu nhập lãi/ thu nhập hoạt động từ quý năm 2013 đến quý năm 2016 24 Hình 3.5: Biểu đồ biến inf đại diện cho rủi ro lạm phát từ quý năm 2013 đến quý năm 2016 25 DANH MỤC BẢNG BIỂU Bảng 2.1: Kỳ vọng dấu 15 Bảng 3.1: Thống kê mô tả cho liệu ngân hàng 19 Bảng 3.2: Thống kê mô tả cho liệu mức đòn bẩy tổng hợp 22 Bảng 3.3: Tóm tắt nguồn liệu 27 Bảng 4.1: Kết kiểm định tính dừng biến mơ hình 37 Bảng 4.2 : Kết tính dừng sai phân bậc 37 Bảng 4.3: Kết ước tính OLS cho disp(lta) disp(snonin) 38 Bảng 4.4 : Kết kiểm định phương sai thay đổi (ARCH-test) 39 Bảng 4.5 : Kết EGARCH(1,1) 42 Bảng 4.6 : Độ co dãn ngắn dài hạn số vĩ mô đòn bẩy tổng hợp 46 Bảng 4.7 : Kiểm định tính dừng lta snonin 48 Bảng 4.8 : Kết EGARCH(1,1) cho lta snonin 49 Tóm tắt nghiên cứu Đề tài nghiên cứu thực kiểm tra rủi ro hệ thống (systemic risk) ngân hàng Việt Nam mối quan hệ với cú sốc kinh tế vĩ mô Ý tưởng nghiên cứu hành vi đồng ngân hàng có cú sốc kinh tế vĩ mô tạo nên rủi ro hệ thống hay nói khác liệu ngân hàng có hành động giống (như nhóm) đối mặt với rủi ro không chắn kinh tế vĩ mô Phương pháp tiếp cận nghiên cứu mơ hình EGARCH Mơ hình EGARCH sử dụng nghiên cứu giải vấn đề đặt nghiên cứu trước vấn đề phương sai thay đổi tác động bất đối xứng mà mơ hình OLS GMM khơng thể khắc phục Mơ hình ước tính tác động rủi ro không chắn nhân tố vĩ mô với phương sai của lta (tỷ số dư nợ /tổng tài sản) snonin (tỷ số thu nhập ngồi lãi /thu nhập hoạt động ròng) mơ hình nghiên cứu Baeudry (2001) phát triển Baun cộng (2002,2004, 2009), Quagliariello (2007, 2009) Christian Calmes, Raymond Theoret (2014) điều chỉnh để phù hợp với Việt Nam Mối quan hệ nghiên cứu bối cảnh ngân hàng dựa vào thị trường Biến đại diện để đo lường rủi ro hệ thống ngân hàng disp(lta) disp(snonin) phương sai tỷ số lta snonin, disp(lta) disp giảm nghĩa ngân hàng hành động đồng trước cú sốc vĩ mơ, làm tăng rủi ro hệ thống Các nhân tố kinh tế vĩ mơ mơ hình nghiên cứu tốc độ tăng trưởng kinh tế, lỗ hổng sản lượng (output_gap), lạm phát đại diện cho rủi ro vĩ mơ Ngồi ra, có biến khơng chắn tăng trưởng GDP khơng chắn lạm phát tính phương sai có điều kiện tăng trưởng GDP lạm phát Sự khác biệt so với nghiên cứu trước có phân biệt rủi ro va không chắn Chúng nhân tố cho tác động đến rủi ro hệ thống ngân hàng Việt Nam, liệu thu thập hàng quý giai đoạn quý năm 2006 đến quý năm 2016 Bài nghiên cứu tìm mối quan hệ nghịch chiều disp(lta) disp(snonin) với không chắn tăng trưởng, không chắn lạm phát Kết phù hợp với giả thuyết nghiên cứu kết nghiên cứu trước Nhờ kết mơ hình EGARCH (1,1), nghiên cứu cho thấy có tác động disp(lta) disp(snonin) qua khứ đến tại, độ trễ biến phụ thuộc mơ hình có ý nghĩa thống kê Bài nghiên cứu sử dụng mơ hình EGARCH để ước tính có phân biệt ảnh hưởng cú sốc âm cú sốc dương, kết cho thấy phạm vi biến vĩ mô nghiên cứu cho ta kết có tồn hiệu ứng đòn bẫy thời kỳ nghiên cứu Tiếp sau mơ hình nghiên cứu, để so sánh sức ảnh hưởng yếu tố ngoại sinh xác hơn, hệ số co dãn tính tốn cho biến vĩ mơ Qua ta thấy đòn bẩy mạnh nhất, đặc biệt tính cho disp(lta), điều cho thấy đòn bẩy có tác động lớn với hoạt động cho vay ngân hàng Việt Nam Để bảo đảm tính vững cho kết nghiên cứu phần sau tiến hành ước lượng EGARCH trực tiếp cho biến lta snonin, với kỳ vọng có mối quan hệ tương tự lta snonin thấy disp(lta) disp(snonin) Kết kiểm tra phù hợp với mơ hình ước tính phần nghiên cứu 45 chiều với đòn bẩy (Jones, 2000; Calomiris Mason, 2004; Ambrose et al, 2005; Kling, 2009; Brunnermeier, 2009; Cardone Riportella et al, 2010; Blundell Wignall Atkinson, 2010; Vives, 2010) Khi dtl tăng nghĩa rủi ro ngân hàng tăng, khiến ngân hàng có xu hướng giảm bớt khoản mục từ bảng cân đối đưa tài khoản ngoại bảng để tạo vốn tạo khoản bổ sung Khi yếu tố khác không đổi, chuyển từ bảng cân đối bảng cân đối có xu hướng giảm disp(lta) lta, để tăng disp(snonin) snonin Trong bảng 4.5 kết ước tính tiến trình EGARCH phần dư biến phụ thuộc vấn đề thực tế, thiếu sót đặc điểm kỹ thuật phần dư thí nghiệm dựa ước tính OLS Generalized phương pháp Moments (GMM) giải thích lý tác giả thường thấy vai trò quan trọng first-moment (các biến đại diện cho rủi ro vĩ mô) biến giải thích Theo bảng 4.5, disp(lta) ước tính hệ số bất đối xứng EGARCH (1,1) lớn số có ý nghĩa thống kê mức 1% 5% không chắn nhân tố vĩ mô xem xét Nói cách khác, có hiệu ứng đòn bẫy disp(lta), có tín hiệu tích cực tốc độ tăng trưởng GDP, chênh lệch sản lượng hay lạm phát disp(lta) tăng biến động disp(lta) lớn Tương tự xem xét hiệu ứng đòn bẩy disp(snonin) ta thấy disp(snonin) dương có ý nghĩa mức 1%, song độ lớn lại thấp so với disp(lta) Như thông tin tốt có hiệu ứng đòn bẫy lên disp(snonin), biến động nhiều disp(snonin) tăng lên Ngược lại, biến động disp(lta) disp(snonin) giảm đồng thời với phân tán giảm hay disp(lta) disp(snonin) giảm Do đó, kết chúng quán biến động ước tính disp(lta) disp(snonin): có bất đối xứng có ý nghĩa trình biến động hai biến khơng đối xứng tích cực cao mạnh mẽ đến nhiều yếu tố ngoại sinh kiểm tra 4.4 Khả giải thích rủi ro không chắn vĩ mô với rủi ro hệ thống Để so sánh sức mạnh tương đối yếu tố ngoại sinh xác hơn, bảng 4.6 trình bày độ co dãn ngắn hạn dài hạn ước lượng disp(lta) disp(snonin) Độ co dãn Y theo X tính cách sử dụng cơng thức sau: Coef x , 46 coef hệ số ước tính X, và tương ứng, với mức trung bình Xt Yt tính giai đoạn lấy mẫu quan sát Độ co dãn tính điểm trung bình biến độc lập gọi '' độ co dãn điểm trung bình '' Giá trị pvalue độ đàn hồi p-value hệ số sử dụng để tính tốn độ đàn hồi Độ co dãn dài hạn tính cách nhân độ co dãn ngắn hạn với , với λ hệ số biến trễ biến phụ thuộc Bảng 4.6 : Độ co dãn ngắn dài hạn số vĩ mơ đòn bẩy tổng hợp Disp(lta) Ngắn hạn Dài hạn Disp(snonin) Ngắn hạn Dài hạn Cv_gdp Cv_gdp_w Cv_inf Dtl Dln(gdp) -0.06393 -0.18283 -0.09856 -0.169 -0.18873 -0.73984 -0.08165 0.639131978 -0.05055 -0.14997 4.402281123 -0.25235 -0.02737 -0.04595 -0.02266 -0.03389 -0.05799 -0.07549 0.01275 0.02141 - inf -0.03806 -0.04954 Khi sử dụng cv_gdp_w làm đại diện cho không chắn, độ co dãn disp(lta) -0.09856 ngắn hạn khoảng gần gấp đôi -0.169 thời gian dài hạn kết phù hợp với nghiên cứu khác Baum (2002, 2004, 2009) hay Calmes (2014) dài hạn tác động cú sốc kinh tế lên rủi ro hệ thống lớn ngắn hạn Ví dụ, nghiên cứu Baum cộng (2002, 2004, 2009), tăng 100% không chắn, đại diện cv_gdp_w mà bất thường thời gian khủng hoảng, dẫn đến làm giảm 10% disp(lta) sau năm Trong nghiên cứu ngân hàng Việt Nam này, không chắc đại diện cv_gdp_w tăng lên 100% disp(lta) giảm 9.856% sau năm (trong ngắn hạn) hay dài hạn giảm 16.9% Tương tự với biến lại cv_gdp cv_inf, hệ số co dãn disp(lta) âm dài hạn trị tuyệt đối độ co dãn cao ngắn hạn Điều khẳng định điều ngân hàng có chiến lược khác việc quản lý danh mục cho vay đối mặt với cú sốc vĩ mơ, họ có xu hướng phản ứng với cú sốc vĩ mô theo cách, tỷ số lta snonin ngân hàng gần Bằng cách so sánh, độ co dãn disp(snonin) độ co dãn disp(lta) ngắn hạn dài hạn, ta có thấy hệ số co dãn disp(snonin) nhìn chung thấp độ co dãn disp(lta) mặt trị tuyệt đối Ví dụ với khơng tăng trưởng 47 GDP ta có ngắn hạn độ lớn hệ số co dãn disp(lta) 0.06393 cao độ lớn hệ số co dãn disp(snonin) 0.02737 Tương tự dài hạn ta có trị tuyệt đối hệ số co dãn disp(lta) 0.18283 cao trị tuyệt đối hệ số co dãn disp(snonin) 0.04595 Kết cho thấy với không chắn kinh tế vĩ mô, danh mục cho vay ngân hàng nhạy cảm so với hoạt động tạo thu nhập từ phí, Cũng bảng 4.6, ta thấy hệ số co dãn ngắn hạn dài hạn disp(lta) disp(snonin) không tăng trưởng GDP thấp so với trường hợp có khơng chắc lạm phát Điều phù hợp với nghiên cứu Beaudry (2001)), ông đưa kết disp(snonin) bị ảnh hưởng nhiều không chắn lạm phát không chắn liên quan đến tăng trưởng kinh tế Điều liên kết chặt chẽ hiệu suất lạm phát thị trường chứng khoán (Calmès Théoret, 2012) Độ co dãn ngắn hạn dài hạn disp(lta) tương ứng -0.08165 -0.14997, độ lớn hệ số không cao so với hệ số co dãn khác Khác với nghiên cứu tác giả trước Ví dụ Calmès Théoret (2014) họ tính trị tuyệt đối độ co dãn disp(lta) với mức đòn bẫy tổng hợp lớn, đặc biệt dài hạn 1.12 cao cho ngân hàng Canada Tuy nhiên giống với nghiên cứu trước giá trị tuyệt đối độ đàn hồi dài hạn ngắn hạn disp(snonin) dtl thấp 0.02141 0.01275, mang dấu ngược lại với trường hợp disp(lta) Phát cho thấy mức đòn bẫy tổng hợp có tác động chiều lên lên disp(snonin), có tác động ngược chiều lên disp (lta ) Điều giải thích sau, mức đòn bẫy tổng hợp tăng lên, rủi ro ngân hàng nhiều đó, họ có xu hướng giảm tỷ lệ cho vay tổng tài sản Tuy nhiên thu nhập ngồi lãi khơng bị ảnh hưởng đòn bẫy tổng hợp, dù thu nhập ngồi lãi tăng hay giữ ngun tỷ trọng thu nhập hoạt động tăng Nói cách khác,chênh lệch vốn điều (đòn bẫy) có khả gây ảnh hưởng rõ rệch hành vi theo nhóm ngân hàng thời gian dài 4.5 Kiểm tra tính vững mơ hình cách lƣợng cho lta snonin Để kiểm tăng thêm ủng hộ cho kết ước tính nghiên cứu, ta thực tra độ vững của mơ hình Sử dụng phương pháp kiểm tra tính vững Somoye and Ilo (2009) sử dụng nghiên cứu Calmès Théoret 48 (2014) Ta ước tính phương trình (2) (3) (trong phần phương pháp nghiên cứu) thay biến phụ thuộc phương sai lta snonin, phần trực tiếp ước tính cho biến phụ thuộc lta snonin Đặc biệt phần có thêm biến trend, việc thêm biến trend vào mơ hình nghiên cứu ước tính cho hai biến phụ thuộc lta snonin để loại bỏ tính xu hướng nghiên cứu Khi nhìn vào hình 3.1 nghiên cứu, thấy lta snonin có xu hướng giảm khoảng thời gian quan sát Biến trend (có giá trị từ đến N) để loại bỏ xu hướng giảm dần hai chuỗi liệu Khi khơng có cú sốc lta tăng lên rủi ro giảm, disp(lta) có xu hướng tăng lên ngược lại disp(lta) giảm lta giảm Biện luận tương tự với mối quan hệ chiều snonin disp(snonin) Trong phần phân tích ta thấy disp(lta) disp(snonin) biến động có cú sốc (hệ số biến phụ thuộc giống trừ mức đòn bẫy tổng hợp) Vì kỳ vọng có mối quan hệ tương tự lta snonin thấy disp(lta) disp(snonin) Đầu tiên để thực ước lượng phải kiểm tra tính dừng hai chuỗi liệu lta snonin Đó điều kiện cần thiết phương trình EGARCH Bảng 4.7 : Kiểm định tính dừng lta snonin Biến ADF Giá trị tới hạn 1% 5% Lta -2.9854 -3.59661 -2.93315 0.045** Snonin -4.0814 -3.59661 -2.93315 0.0027* Prob Ghi chú: * có ý nghĩa mức 1%, ** có ý nghĩa mức 5%, *** có ý nghĩa mức 10% Bảng 4.7 cho thấy kết hai biến dừng chuỗi liệu gốc có ý nghĩa mức 1% 5% Tiếp theo ước tính EGARCH(1,1) cho lta snonin, đặc biệt phần có thêm biến trend Bảng 4.8 khẳng định mong đợi mối quan hệ tương tự lta snonin Các biến lta snonin có hệ số âm với biến cv_gdp cv_inf biến đo lường không chắn, hệ số có ý nghĩa thống kê Hai biến lta snonin 49 hiển thị chu kỳ, lta snonin di chuyển chiều với với chênh lệch sản lượng Tuy nhiên, hệ số ước lượng snonin có ý nghĩa thống kê ước lượng lta khơng có ý nghĩa thống kê Điều cho thấy mối liên hệ snonin rủi ro kinh tế vĩ mô mạnh Kết phù hợp với kết thu cho disp(snonin) disp(lta) phần Bảng 4.8 : Kết EGARCH(1,1) cho lta snonin lta Mơ hình Sự không chắn GDP 0.605078 C (0.0000)* -0.000312 Cv_gdp (0.0608)*** 0.00134 Output_gap (0.4860) -0.00018 Dtl (0.0104)** 0.000054 Trend (0.0658)*** EGARCH 1.93398 (0.0049)* 0.064318 (0.8685) 0.568430 (0.0005)* Adj R-squared 64.87 DW 1.6754 Mơ hình Sự khơng chắn lên quan đến lạm phát 0.71683 C (0.0000)* -0.020924 Cv_inf (0.5944) 0.0000023 Output_gap (0.73228) inf 0.001767 snonin 39.39743 (0.000)* -1.345239 (0.0496)** 0.000034 (0.0066)* 0.07 (0.0262)** -0.522461 (0.0000)* -0.938054 (0.000)* -0.383017 (0.000)* 0.735511 (0.000)* 43.2978 1.438735 44.45421 (0.0000)* -1.364388 (0.0718)*** 0.0000188 (0.0574)*** -0.165060 50 Dtl Trend (0.7228) -0.0000086 (0.9691) -0.002213 (0.0068)*** (0.8210) 0.034594 (0.5197) -0.748184 (0.0000)* 0.403372 (0,0006)* 0.40193 (0.019)** 0.115599 (0.0712)* 0.400965 0.435277 -0.449493 (0.0439)** -0.771648 (0.0459)** 0.118120 (0.7852) 0.361418 1.334097 EGARCH Adj R-squared DW Ghi chú: * có ý nghĩa mức 1%, ** có ý nghĩa mức 5%, *** có ý nghĩa mức 10% Hơn nữa, giống kết thu cho disp(snonin) disp(lta), hệ số dtl âm ước lượng lta dương ước lượng snonin Sự gia tăng rủi ro ngân hàng với việc giảm tỷ lệ lta tăng tỷ lệ snonin, kết phù hợp với kết luận Calmès Théoret (2014) 51 Chƣơng Kết luận Mục tiêu nghiên cứu để tìm hiểu tác động cú sốc vĩ mô đến rủi ro hệ thống (systemic risk) Trong nghiên cứu rủi ro hệ thống định nghĩa mức độ mà ngân hàng hành xử đồng với để phản ứng với cú sốc ngoại sinh Điểm khác biệt nghiên cứu so với nghiên cứu trước nghiên cứu có phân biệt rõ biến rủi ro (có xác suất xảy ra) không chắn (không biết trước xác suất xảy ra) EGARCH công cụ đánh giá cao việc giải thích cho tượng tài với độ biến động cao, khắc phục hạn chế mơ hình OLS GMM (khơng có tác động bất đối xứng) sử dụng nghiên cứu trước nên trở thành phương pháp tiếp cận sử dụng nghiên cứu Để thực phân tích thực nghiệm, nghiên cứu tiến hành kiểm định theo mơ hình nghiên cứu Calmès Théoret (2014) với biến độc lập tốc độ tăng trưởng GDP, chênh lệch sản lượng, lạm phát, mức đòn bẫy tổng hợp biến trễ biến phụ thuộc Ngoài ra, biến phụ thuộc phương sai tỷ số cho vay tổng tài sản, phương sai tỷ số thu nhập lãi thu nhập hoạt động Bài nghiên cứu sử dụng liệu quý từ quý năm 2006 đến quý năm 2016 Kết nghiên cứu cho thấy kết có ý nghĩa mạnh mẽ việc thêm tỷ số thu nhập lãi thu nhập hoạt động ngân hàng vào mơ hình khẳng định cú sốc vĩ mô tác động đến tỷ số thu nhập lãi thu nhập hoạt động tạo từ hoạt động khác ngân hàng hoạt động cho vay, điều đáp ứng mục tiêu thứ nghiên cứu Từ kết nghiên cứu thấy tất yếu tố khác có ảnh hưởng đến hành vi đồng ngân hàng nhân tố lại chênh lệch sản lượng cho hệ số khơng có ý nghĩa thống kê Tuy nhiên hệ số ước lượng theo dấu kỳ vọng Hay nói khác hơn, hành vi đồng ngân hàng Việt Nam thay đổi hạn chế trước thay đổi chênh lệch sản lượng Kết cho thấy hành vi theo nhóm ngân hàng chủ yếu quan sát thấy giai đoạn tăng trưởng chậm, đặc biệt khủng hoảng tài Chính xác hơn, giai đoạn này, chênh lệch sản lượng giảm đi, biến động tăng trưởng GDP tăng hai biến di chuyển chiều với phương sai tỷ số cho vay tổng tài sản (disp(lta)) phương sai tỷ số thu nhập lãi thu nhập hoạt động (disp(snonin)) hệ số mang dấu dương 52 Căn vào hệ số ước lượng, ta thấy hệ số ước lượng cho phương sai tỷ số thu nhập lãi thu nhập hoạt động (disp(snonin)) có độ lớn hầu hết lớn so với ước lượng phương sai tỷ số cho vay tổng tài sản (disp(lta)) Ví dụ hệ số biến phương sai có điều kiện tăng trưởng GDP (cv_gdp) mơ hình ước tính cho phương sai tỷ số thu nhập lãi thu nhập hoạt động (disp(snonin)) có độ lớn 4.86838 disp(lta) 51.17277 Điều cho ta kết luận cú sốc vĩ mô tác động đến hành vi đồng tỷ số phương sai tỷ số thu nhập lãi thu nhập hoạt động (snonin) nhiều hơn, hay nói khác hành vi theo nhóm của ngân hàng phổ biến cho hoạt động lãi so với hoạt động cho vay, kết luận phù hợp với nghiên cứu Baum (2002, 2004, 2009) Các kết cho ta kết tỷ số thu nhập lãi thu nhập hoạt động (snonin) phương sai tỷ số thu nhập lãi thu nhập hoạt động (disp(snonin)) di chuyển nhiều so với điều kiện vĩ mô so với tỷ số cho vay tổng tài sản (lta) phương sai tỷ số cho vay tổng tài sản disp(lta) Kết phù hợp với kết nhiều nghiên cứu cho thấy thu nhập hoạt động lãi tổng số hoạt động ngân hàng có liên quan với gia tăng biến động điều kiện kinh doanh ngân hàng (Stiroh, 2004; Stiroh Rumble, 2006; Calmès Liu, 2009; Calmès Théoret, 2010; UHDE Michalak, 2010; Nijskens Wagner, 2011; Sanya Wolfe, 2011) Ngoài ra, kết bất đối xứng thơng tin có ý nghĩa cho hai biến phương sai tỷ số cho vay tổng tài sản phương sai tỷ số thu nhập lãi thu nhập hoạt động hệ số ước lượng EGARCH có ý nghĩa thống kê Phương pháp EGARCH áp dụng để ước lượng mơ hình có tính đến tượng phương sai thay đổi Nhược điểm nghiên cứu trước kết luận rủi ro vĩ mơ khơng có ý nghĩa mơ hình nghiên cứu vấn đề phương sai thay đổi, phương sai thay đổi làm cho hệ số ước lượng rủi ro kinh tế vĩ mơ khơng có ý nghĩa thống kê Những phát nghiên cứu cho thấy biến động phương sai tỷ số thu nhập lãi thu nhập hoạt động phương sai tỷ số cho vay tổng tài sản giảm đồng thời phương sai tỷ số thu nhập lãi thu nhập hoạt động phương sai tỷ số cho vay tổng tài sản giảm Do đó, hành vi mang tính chu kỳ phương sai tỷ số thu nhập lãi thu nhập hoạt động phương sai tỷ số cho vay tổng tài sản thực lớn so với báo cáo trước 53 Bài nghiên cứu có ý nghĩa quan trọng sách cơng Hành vi đồng ngân hàng làm tăng rủi ro hệ thống ngân hàng thời gian suy thoái kinh tế khủng hoảng Sự không chắn kinh tế vĩ mô rủi ro kinh tế vĩ mô tăng tác động lớn với tỷ số snonin disp(snonin), đó sách đảm bào an tồn vĩ mơ (macroprudential policies) nên theo dõi hoạt động thu nhập lãi ngân hàng lớn chặt chẽ Ở đây, thông tin thành phần hoạt động lãi thiếu nghiêm trọng khó tiếp cận TÀI LIỆU THAM KHẢO Adrian, T., Shin, H.S., 2009 The Shadow Banking System: Implications for Financial Regulation Staff Report, Federal Reserve Bank of New York Baele, L., DeJonghe, O., Vennet, R.V., 2007 Does the stock market value bank diversification? Journal of Banking and Finance 31, 1999–2023 Barrell, R., Davis, E.P., Karim D., Liadzze, I., 2010 Evaluating off-Balance Sheet Exposures in Banking Crisis Determination Models Working Paper, Brunel University Barth, J.-R., Caprio, G., Levine, R., 1999 Financial Regulation and Performance Cross-country Evidence Working Paper 2037, World Bank Baum, C.-F., Caglayan, M., Ozkan, N., 2002 The Impact of Macroeconomic Uncertainty on Bank Lending Behavior Working Paper, University of Liverpool Baum, C.-F., Caglayan, M., Ozkan, N., 2004 The Second Moment Matters: The Response of Bank Lending Behavior to Macroeconomic Uncertainty Working Paper, Boston College Baum, C.-F., Caglayan, M., Ozkan, N., 2009 The second moment matters: the impact of macroeconomic uncertainty on the allocation of loanable funds Economics Letters 102, 87–89 Beaudry, P., Caglayan, M., Schiantarelli, F., 2001 Monetary instability, the predictability of prices, and the allocation of investment: an empirical investigation using panel data American Economic Review 91, 648–662 Bernanke, B-.S., Gertler, N., 1989 Agency cost, net worth, and business fluctuations American Economic Review 79, 14–31 Bernanke, B.-S., Gertler, N., 1995 Inside the black box: the credit channel of monetary policy transmission Journal of Economic Perspectives 9, 27–48 Bikker, J.A., Hu, H., 2002 Cyclical patterns in profits, provisioning, and lending of banks and procyclicality of the new Basel capital requirements Banca Nazionale del Lavoro Quarterly Review 55, 143–175 Bikker, J.A., Metzemakers, P.-A.-J., 2005 Bank provisioning behavior and procyclicality Journal of International financial Markets, Institutions and Money 15, 141–157 Black, F., 1976 Studies of stock price volatility of changes American Statistical Association Journal, 177–181 Bloom, M., 2009 The impact of uncertainty shocks Econometrica 77 (3), 623– 685 Blundell-Wignall, A., Atkinson, P., 2010 Thinking beyond Basle III: necessary solutions for capital and liquidity Financial Markets Trends 20, 1–23 Bollerslev, T., 1986 Generalized autoregressive conditional heteroskedasticity Journal of Econometrics 31, 307–328 Calmès, C., Théoret, R., 2010 The impact of off-balance-sheet activities on banksreturns: An application of the ARCH-M to Canadian data Journal of Banking and Finance 34, 1719–1728 Calmès, C., Théoret, R., 2012 The rise of market-oriented banking and the hidden benefits of diversification Aestimatio, The IEB International Journal of Finance 5, 88–125 Calmès, C., Théoret, R., 2013 Market-oriented banking, financial stability and macroprudential indicators of leverage Journal of International Financial Markets, Institutions and Money 27, 13–34 Calmès, C., Théoret, R., 2014 Bank systemic risk and macroeconomic shocks: Canadian and US Journal of Banking and Finance Calomiris, C.W., Mason, J.R., 2004 Credit card securitization and regulatoryarbitrage Journal of Financial Services Research 26, 5–27 Cardone Riportella, C., Samaniego Medina, R., Tujilo Ponce, A., 2010 What drives bank securitization? The Spanish experience Journal of Banking and Finance 34, 2639–2651 Cebenoyan, A.S., Strahan, P.E., 2004 Risk management, capital structure and lending at banks Journal of Banking and Finance 28, 19–43 Christiano, L., Motto, R., Rostagno, M., 2013 Risk Shocks Working Paper, NBER De Jonghe, O.G., 2010 Back to the basics in banking? A micro-analysis of banking system stability Journal of Financial Intermediation 19, 387–417 De Veirman, E., Levin, A.T., 2011 Cyclical Changes in Firm Volatility Working Paper, The Australian National University Engle, R.F., Ng, V.K., 1993 Measuring and testing the impact of news on volatility Journal of Finance 48, 1749–1778 Farhi, E., Tirole, J., 2009 Collective Moral Hazard, Maturity Mismatch and Systemic Bailouts Working Paper, NBER Franses, P.H., van Dijk, D., 2000 Non-Linear Time Series Models in Empirical Finance Cambridge University Press, Cambridge Fuller, W.A., 1987 Error Models John Wiley & Sons Gauthier, C., Lehar, A., Souissi, M., 2010 Macroprudential Regulation and Systemic Capital Requirements, Working Paper 2010–4, Bank of Canada Gennaioli, N., Shleifer, A., Vishny, R.W., 2011 A Model of Shadow Banking Working Paper, NBER Greene, W.H., 2000 Econometric Analysis Prentice Hall, New Jersey Haiss, P.R., 2005 Banks, Herding and Regulation: A Review and Synthesis Working Paper, Europe Institute Huizinga, J., 1993 Inflation, uncertainty, relative price uncertainty, and investment in U.S manufacturing Journal of Money, Credit and Banking 25, 521–549 Hwang, S., Salmon, M., 2004 Market stress and herding Journal of Empirical Finance 11, 585–616 Hyytinen, A., Kuosa, I., Takalo, T., 2003 Law or finance: evidence from Finland European Journal of Law and Economics 16, 59–89 Instefjord, N., 2005 Risk and herding: credit derivatives increase bank risk? Journal of Banking and Finance 29, 333–345 Jain, A.-K., Gupta, S., 1987 Some evidence on „„herding‟‟ behavior of U.S banks Journal of Money Credit and Banking 19, 78–89 Jones, D., 2000 Emerging problems with the Basel Capital Accords: regulatory capital arbitrage and related issues Journal of Banking Finance 24, 35–58 Judge, G.G., Griffiths, W.E., Lutkepohl, H., Lee, T.C., 1985 The Theory and Practice of Econometrics, second ed Wiley, New York Kashyap, A.K., Stein, J.C., 2000 What a million observations on banks say about the transmission of monetary policy? American Economic Review 90, 407–428 Kling, A., 2009 Not What they had in mind: A History of Policies that Produced the Financial Crisis of 2008 Working Paper, Mercatus Center, George Mason University Kyotaki, N., Moore, J., 1997 Credit cycles Journal of Political Economy 105, 211–248 Lepetit, L., Nys, E., Rous, P., Tazari, A., 2008 Bank income structure and risk: an empirical analysis of European banks Journal of Banking and Finance 32, 1452– 1467 Lewbel, A., 1997 Constructing instruments for regressions with measurement error when no additional data are available, with an application to patents and R&D Econometrica 65, 1201–1213 Loutskina, E., 2011 The role of securitization in bank liquidity and funding management Journal of Financial Economics 100, 663–684 Lucas Jr., R.E., 1973 Some international evidence on output-inflation trade-offs American Economic Review 63, 326–334 Lucas, R.E Jr., Stokey, N.L., 2011 Liquidity Crises, Understanding Sources and Limiting Consequences: A Theoretical Framework The Region, Federal Reserve Bank of Minneapolis, pp 1–11 Nakagawa, R., Uchida, H., 2011 Herd behaviour of Japanese banks after financial deregulation Economica 78, 618–636 Nelson, D.B., 1991 Conditional heteroskedasticity in asset returns: a new approach Econometrica 59, 347–370 Nijskens, R., Wagner, W., 2011 Credit risk transfer activities and systemic risk: how banks became less risky individually but posed greater risks to the financial system at the same time Journal of Banking and Finance 35, 1391–1398 Pagan, A.R., 1984 Econometric issues in the analysis of regressions with generated regressors International Economic Review 25, 221–247 Pagan, A.R., 1986 Two stage and related estimators and their applications Review of Economic Studies 53, 517–538 Pecchino, R., 1998 Risk averse bank managers: exogenous shocks, portfolio reallocations and market spillovers Journal of Banking and Finance 22, 161–174 Pindyck, R.S., Rubinfeld, D.L., 1998 Econometric Models and Econometric Forecasts, fourth ed Irwin-McGraw-Hill, New York Quagliariello, M., 2007 Macroeconomic Uncertainty and Banks‟ Lending Decisions: The Case of Italy Working Paper 615, Banca d‟Italia Quagliariello, M., 2008 Does macroeconomy affect bank stability? A review of the empirical evidence Journal of Banking Regulation 9, 102–115 Quagliariello, M., 2009 Macroeconomic uncertainty and banks‟ lending decisions: the case of Italy Applied Economics 41, 323–336 Rajan, R.G., 2005 Has financial developments made the world riskier? Working Paper, NBER Rajan, R.G., 2006 Has financial developments made the world riskier? European Financial Management 12, 499–533 Sanya, S., Wolfe, S., 2011 Ownership Structure, Revenue Diversification and Risk Insolvency in European Banks Working Paper, IMF Schoenmaker, D., 2013 Governance of International Banking: The Financial Trilemma Oxford University Press, Oxford Somoye, R.O.C., Ilo, B.M., 2009 The impact of macroeconomic instability on the banking sector lending behavior in Nigeria Journal of Money, Investment and Banking 7, 88–100 Stiroh, K.J., 2004 Diversification in banking: is noninterest income the answer? Journal of Money, Credit and Banking 36, 853–882 Stiroh, K.J., Rumble, A., 2006 The dark side of diversification: the case of U.S financial holding companies Journal of Banking and Finance 30, 2131–2161 Uhde, A., Michalak, T.C., 2010 Securitization and systematic risk in European banking: empirical evidence Journal of Banking and Finance 34, 3061–3077 Vives, X., 2010 Strategic Complementarity, Fragility, and Regulation Working Paper IESE Business School Wagner, W., 2007 The liquidity of bank assets and banking stability Journal of Banking and Finance 31, 121–139 Wagner, W., 2008 The homogenization of the financial system and financial crises Journal of Financial Intermediation 17, 330–356 Wagner, W., 2010 Diversification at financial institutions and systemic crises Journal of Financial Intermediation 19, 373–386 ... hệ thống (systemic risk) ngân hàng Việt Nam mối quan hệ với cú sốc kinh tế vĩ mô Ý tưởng nghiên cứu hành vi đồng ngân hàng có cú sốc kinh tế vĩ mơ tạo nên rủi ro hệ thống hay nói khác liệu ngân. ..BỘ GIÁO DỤC VÀ ĐÀO TẠO TRƢỜNG ĐẠI HỌC KINH TẾ TP.HCM - - THÁI MỸ PHƢƠNG RỦI RO HỆ THỐNG CỦA NGÂN HÀNG VIỆT NAM VÀ CÁC CÚ SỐC KINH TẾ VĨ MÔ Chuyên ngành: Tài chính- Ngân hàng Mã số: 60340201... Trong năm gần Việt Nam, hoạt động ngân hàng ngày đóng vai trò quan trọng kinh tế Hệ thống ngân hàng ổn định hiệu yếu tố quan trọng phát triển kinh tế Việt Nam Do việc xem xét rủi ro hệ thống ngân