NGHIÊN CỨU THỰC NGHIỆM VỀ TÁC ĐỘNG CỦA TÍN DỤNG TỚI TĂNG TRƯỞNG KINH TẾ TẠI VIỆT NAM

Bài viết nghiên cứu nhằm kiểm chứng quan hệ nhân quả Granger giữa tín dụng và GDP cũng như phân tích mối quan hệ dài hạn giữa tăng trưởng tín dụng ngân hàng và tăng trưởng kinh tế tại Việt Nam sử dụng mô hình ARDL với dữ liệu trong giai đoạn từ quý 12005 đến quý 42017. Kết quả nghiên cứu thực nghiệm cho thấy sự tồn tại mối quan hệ nhân quả Granger hai chiều giữa tín dụng và GDP. Bên cạnh đó, tăng trưởng tín dụng có tác động ngược chiều tới tăng trưởng kinh tế tại Việt Nam trong dài hạn. Từ đó, nghiên cứu đề xuất một số khuyến nghị tập trung vào định hướng khắc phục những hạn chế của kênh cung ứng vốn tín dụng ngân hàng.

NGHIÊN CỨU THỰC NGHIỆM VỀ TÁC ĐỘNG CỦA TÍN DỤNG TỚI TĂNG TRƯỞNG KINH TẾ TẠI VIỆT NAM Tóm tắt: Bài viết nghiên cứu nhằm kiểm chứng quan hệ nhân Granger tín dụng GDP phân tích mối quan hệ dài hạn tăng trưởng tín dụng ngân hàng tăng trưởng kinh tế Việt Nam sử dụng mơ hình ARDL với liệu giai đoạn từ quý 1/2005 đến quý 4/2017 Kết nghiên cứu thực nghiệm cho thấy tồn mối quan hệ nhân Granger hai chiều tín dụng GDP Bên cạnh đó, tăng trưởng tín dụng có tác động ngược chiều tới tăng trưởng kinh tế Việt Nam dài hạn Từ đó, nghiên cứu đề xuất số khuyến nghị tập trung vào định hướng khắc phục hạn chế kênh cung ứng vốn tín dụng ngân hàng Từ khóa: tín dụng ngân hàng, tăng trưởng kinh tế, quan hệ nhân Granger, ARDL GIỚI THIỆU NGHIÊN CỨU Tăng trưởng kinh tế nhân tố tác động tới tăng trưởng kinh tế mối quan tâm hàng đầu quốc gia Vì vậy, tăng trưởng tín dụng ngân hàng có tác động tới tăng trưởng kinh tế chủ đề nhận nhiều quan tâm học giả phạm vi giới Trải qua nhiều nghiên cứu thực nghiệm quốc gia giai đoạn khác nhau, nhà nghiên cứu đưa quan điểm khác ảnh hưởng tín dụng tới tăng trưởng kinh tế Nhiều nghiên cứu tín dụng tăng trưởng kinh tế có mối quan hệ chiều (Rajan Zingales (1998); Levine cộng (2000); Valvel (2004); Huanglin (2009)), có số tác giả mối quan hệ ngược chiều hay phi tuyến tính hai biến số (De Gregorio Guidotti (1995); Beck cộng (2012); Arcand cộng (2015)) Thực tế Việt Nam năm vừa qua Chính phủ ln trì quan điểm ổn định kinh tế vĩ mô tăng trưởng kinh tế mục tiêu quan trọng sách vĩ mơ Tăng trưởng kinh tế tạo tảng cho ổn định kinh tế vĩ mô, đảm bảo việc làm, thu nhập an sinh xã hội Cùng với đó, tín dụng đóng vai trò quan trọng việc đáp ứng nhu cầu đó, đảm bảo trình sản xuất kinh doanh diễn thường xuyên liên tục, giúp thúc đẩy phát triển kinh tế Những năm gần đây, tín dụng tiêu dùng phát triển, tài bao trùm trọng thúc đẩy tiêu dùng, tác động lên tổng cầu hỗ trợ cho tăng trưởng GDP Tuy nhiên, tỷ lệ tín dụng/GDP cao kinh tế trở nên nhạy cảm với biến động lãi suất, gia tăng rủi ro nợ xấu Ngoài ra, đến cuối năm 2018 tỷ lệ vốn tín dụng ngắn hạn cho vay trung dài hạn toàn hệ thống xoay quanh mốc 28% giảm mạnh so với mức 30% năm 2016 Tuy nhiên, tỷ lệ nhiều ngân hàng 30%, đặc biệt số ngân hàng TMCP quy mô nhỏ, tiềm ẩn rủi ro độ lệch kỳ hạn cấu nguồn vốn ngân hàng Vì vậy, kiểm sốt tốc độ tăng trưởng tín dụng mức hỗ trợ cho tăng trưởng kinh tế giảm thiểu rủi ro hệ thống mục tiêu dài hạn mà Chính phủ hướng tới Mối liên hệ tăng trưởng tín dụng tăng trưởng kinh tế Việt Nam nghiên cứu phân tích hai phương pháp định lượng định tính, kể đến nghiên cứu Duong Izumida (2002); Quach Mullinneux (2006), Anwar Nguyen (2009) Tuy nhiên, nghiên cứu chưa thể cung cấp tranh tổng thể tín dụng phát triển kinh tế Việt Nam, chứng nghiên cứu Duong Izumida (2002) hay Quach Mullinnneux (2006) tập trung vào vai trò tín dụng tăng trưởng kinh tế hộ gia đình; Anwar Nguyen (2009) dừng lại việc phân tích vai trò tín dụng tăng trưởng kinh tế tỉnh thành… Xuất phát từ yêu cầu thực tiễn cần phải hiểu rõ mối quan hệ tăng trưởng tín dụng tăng trưởng kinh tế Viêt Nam để đưa gợi ý sách phù hợp, nghiên cứu phân tích mối quan hệ hai biến kinh tế dài hạn ngắn hạn cách sử dụng mơ hình ARDL Để đạt mục tiêu nghiên cứu, sử dụng liệu Việt Nam giai đoạn 2005 - 2017 theo quý với biến số: tổng sản phẩm quốc nội (GDP), tín dụng cung tiền THỰC TRẠNG TĂNG TRƯỞNG TÍN DỤNG VÀ TĂNG TRƯỞNG KINH TẾ TẠI VIỆT NAM Nhờ yếu tố thuận lợi đến từ bên bên năm 2018, kinh tế Việt Nam ghi dấu tốc độ tăng trưởng cao 10 năm qua Sau đạt thành tích tăng trưởng 6,8% năm 2017, tăng trưởng GDP theo giá so sánh đạt 7,08% năm 2018 Hình 1: Tăng trưởng thực GDP Hình 2: Cơ cấu GDP theo giá hành 12% 10% 8% 100% 7% 90% 6% 8% 6% 5% 60% 4% 50% 3% 4% 80% 70% 40% 30% 2% 20% 1% Dịch vụ Công nghiệp Nông nghiệp 0% 0% 2010 Tổng 2011 GDP 2012 2013 2014 2015 2016 2017 2018 10% 2% 0% Nông nghiệp Công nghiệp Dịch vụ 2010 2011 2012 2013 2014 2015 2016 2017 2018 Nguồn: TCTK Nguồn: TCTK Việt Nam vốn quốc gia mà vốn kinh tế chủ yếu cung ứng dựa vào hệ thống ngân hàng Tỷ lệ tín dụng/GDP Việt Nam mức cao so với quốc gia khu vực mức trung bình khu vực Đơng Á Điều dẫn đến hệ có giai đoạn tăng trưởng kinh tế phụ thuộc lớn vào tăng trưởng tín dụng Trên thực tế, số liệu giai đoạn 2013-2017 Việt Nam quốc gia có tỷ lệ tăng trưởng tín dụng vượt trội hẳn so với Trung Quốc quốc gia Đơng Nam Á khác Tốc độ tăng trưởng tín dụng cao phần trì để phục vụ cho mục tiêu tăng trưởng toàn kinh tế Hình 3: Tỷ trọng tín dụng ngân hàng/GDP Hình 4: Tăng trưởng tín dụng so với nước 20% Tín dụng/GDP Vốn hóa thị trường chứng khốn/GDP 255% 10% 133% 161% 5% 0% 42% 65% 67% 119% 129% 141% 142% 102% 200% 242% 179% 228% 143% 15% u Tr ng ốc Qu In sia ne 2013 T r u n g Qu ố c Vi ệt N a m Thai Lan a al M ia ys 2014 Ph n pi ili 2015 es T 2016 i há La n ệt Vi N am 2017 I n d o n es i a Nguồn: SBV, TCTK, World Bank Nguồn: World Bank Bước sang năm 2018, diễn biến tăng trưởng bắt đầu có thay đổi Năm 2018 chứng kiến tốc độ tăng trưởng tín dụng thấp năm trở lại đây, mức 13,3% Kể từ sau ảnh hưởng khủng hoảng tài tồn cầu 2008 - 2009, giai đoạn tăng trưởng tín dụng thấp gần vào năm 2013 2014 Trong giai đoạn 2013 - 2014, Ngân hàng Nhà nước định hướng tiêu tăng trưởng tín dụng khoảng 12 - 14% Năm 2018, tăng trưởng tín dụng đạt 13,3% trở lại vùng thấp giai đoạn 2013 - 2014, tương quan so sánh lại có khác biệt Năm 2013 2014, tín dụng tăng trưởng thấp tăng trưởng GDP mức thấp (lần lượt 5,42% 5,98%) Trong năm 2018, dù tín dụng tăng trưởng thấp, GDP lại tăng mạnh đạt 7,08%, mức cao 10 năm trở lại Từ số liệu thống kê giai đoạn 2015-2017 dường cho thấy có mối tương quan thuận chiều mức độ tăng trưởng GDP với tăng trưởng tín dụng, ví dụ 1% tăng trưởng GDP tương ứng cần 3% tăng trưởng tín dụng Tuy nhiên, thực trạng mối quan hệ tăng trưởng tín dụng tăng trưởng kinh tế năm 2018 cho thấy mối quan hệ khơng trì tăng trưởng tín dụng thấp song tăng trưởng GDP lại mức cao Từ thực tế gợi ý cho nhóm nghiên cứu sử dụng mơ hình định lượng để đánh giá mối quan hệ tăng trưởng tín dụng tăng trưởng kinh tế giai đoạn 2005-2017 Việt Nam qua để thấy mối quan hệ thực chất hai biến số vĩ mơ Hình 5: Tăng trưởng tín dụng thực tế kế hoạch Hình 6: Quy mơ dư nợ tín dụng/GDP 35%31.86% 160% 30% 140% 25% 20% 15% 14.31% 8.91% 10% 120% 18.00%18.71%18.17% 14.16% 13.30% 12.51% 100% 80% 60% 5% 0% 40% 2010 2011 2012 2013 2014 2015 2016 2017 20% 2018 0% Tăng trưởng tín dụng thực tế Tăng trưởng tín dụng kế hoạch 2010 2011 2012 2013 2014 2015 2016 2017 2018 Dư nợ tín dụng Nguồn: SBV, TCTK 9,000,000 8,000,000 7,000,000 6,000,000 5,000,000 4,000,000 3,000,000 2,000,000 1,000,000 Tín dụng/GDP Nguồn: SBV, TCTK PHÂN TÍCH THỰC NGHIỆM MỐI QUAN HỆ GIỮA TĂNG TRƯỞNG TÍN DỤNG VÀ TĂNG TRƯỞNG KINH TẾ TẠI VIỆT NAM Mục tiêu phần kiểm định mối quan hệ nhân Granger tín dụng GDP đánh giá ảnh hưởng dài hạn tín dụng lên GDP Việt Nam Mối quan hệ nhân tín dụng GDP kiểm định khn khổ mơ hình VAR ba biến GDP, tín dụng cung tiền theo cách tiếp cận Toda Yamanato (1995) Mơ hình VAR sử dụng với giả định tất biến mơ hình biến nội sinh, kiểm định mối quan hệ hai chiều GDP tín dụng Biến cung tiền bổ sung vào mơ hình nghiên cứu trước mối quan hệ tín dụng GDP hay nghiên cứu kênh truyền dẫn tín dụng sách tiền tệ thường sử dụng thêm biến cung tiền Mơ hình sử dụng ba biến chuỗi thời gian nghiên cứu không dài, nhằm tránh làm giảm bậc tự mơ hình Hơn nữa, kết mơ hình vững khơng có tượng tự tương quan phần dư Sau đó, mơ hình ARDL sử dụng để đánh giá ảnh hưởng dài hạn tín dụng lên GDP Việt Nam mơ hình ARDL coi phù hợp mơ hình VECM đánh giá mối quan hệ dài hạn biến điều kiện mẫu nhỏ 3.1 Mô tả liệu lựa chọn biến Bên cạnh biến tín dụng (LDC) tổng sản phẩm quốc nội (LGDP), mơ hình bổ sung thêm biến cung tiền (LM2) với chuỗi liệu thời gian quý từ quý 1/2005 tới quý 4/2017 Độ dài chuỗi thời gian lựa chọn dựa tính sẵn có liệu Hình 7: GDP, cung tiền tín dụng Việt Nam, 2005-2017 (dữ liệu quý) 15.5 15.0 14.5 14.0 13.5 13.0 LGDP LDC LM2 12.5 05 06 07 08 09 10 11 12 13 14 15 16 17 Nguồn: TCTK, IFS, tính tốn tác giả LGDP, LDC LM2 logarit tự nhiên tổng sản phẩm quốc nội GDP thực, tín dụng thực cung tiền thực theo giá so sánh 2010 GDP thực quy đổi từ GDP danh nghĩa lấy từ Tổng cục Thống kê (được hiệu chỉnh mùa vụ) sử dụng số giảm phát GDP (năm gốc 2010), thu thập từ sở liệu World Development Indicators Ngân hàng Thế giới Tín dụng thực cung tiền thực quy đổi từ tín dụng cung tiền danh nghĩa số giá tiêu dùng (CPI, năm gốc 2010) lấy từ Thống kê Tài quốc tế (IFS) Quỹ Tiền tệ quốc tế Xu thay đổi biến mẫu phác họa Hình Thống kê mơ tả biến trình bày Phụ lục Các biến mơ hình kiểm định tính dừng sử dụng kiểm định ADF (Augmented Dickey - Fuller) với kết cho thấy chuỗi liệu dừng lấy sai phân bậc (Phụ lục 2) 3.2 Kết ước lượng 3.2.1 Kiểm định tác động nhân Granger Quan hệ nhân Granger kiểm định theo cách tiếp cận Toda Yamanato (1995) với giả thuyết H0: không tồn mối quan hệ nhân biến Do vậy, mơ hình VAR biến LGDP, LDC LM2 sử dụng để thực kiểm định Độ trễ lựa chọn theo tiêu chuẩn AIC Mơ hình vững khơng có tượng tự tương quan phần dư Kết kiểm định cho thấy tồn mối quan hệ nhân Granger chiều mức ý nghĩa 5% tín dụng GDP Việt Nam (Phụ lục 3) 3.2.2 Kiểm định quan hệ đồng tích hợp sử dụng Bounds Test mơ hình ARDL Để kiểm định mối quan hệ đồng tích hợp biến, mơ hình ARDL lựa chọn thực theo phương trình sau: GDPt = β0 + β1*DCt + β2*M2t + εt (1) đó, βi véc tơ hệ số thể ảnh hưởng dài hạn; εt sai số Phương trình (1) viết lại dạng hiệu chỉnh sai số (ECM) theo đề xuất Pesaran cộng (2001) Shin cộng (2014) sau: ∆GDPt = α0 + α1*GDPt-1 + α2*DCt-1 + α3*M2t-1 + + μt (2) đó: q, m, n độ trễ biến Tác động ngắn hạn tín dụng tới GDP thể thông qua số: Dựa tiêu chí AIC, độ trễ biến GDP, DC M2 lựa chọn 1, 2, - theo mơ hình ARDL (1, 2, 0) sử dụng để kiểm định đánh giá tác động dài hạn tín dụng tới GDP Mơ hình sử dụng phương pháp NeweyWest để tính tốn sai số chuẩn hệ số ước lượng Mơ hình khơng có tự tương quan phần dư mức ý nghĩa 5% (Phụ lục → Bảng 4.1) Kết kiểm định F - Bounds test cho thấy tồn quan hệ đồng tích hợp dài hạn tín dụng, cung tiền GDP mức ý nghĩa 1% (Phụ lục → Bảng 4.2) 3.3.3 Kết mơ hình ARDL thảo luận Mối quan hệ dài hạn GDP, tín dụng M2 ước lượng sau: LGDP = 5.6628 - 0.4671*LDC + 0.9820*LM2 - EC (0.225850) (0.085994) (0.081969) Trong đó, giá trị ngoặc sai số chuẩn hệ số ước lượng Các hệ số dài hạn biến có ý nghĩa cao mức 1% Như vậy, kết cho thấy tồn mối quan hệ dài hạn ngược chiều tín dụng GDP Cụ thể, tín dụng tăng 1% làm GDP giảm khoảng 0,47% dài hạn Kết ước lượng cho thấy mối quan hệ dài hạn chiều cung tiền GDP (Phụ lục → Bảng 4.3) Kết ước lượng mô hình ARDL trình bày dạng hiệu chỉnh sai số cho thấy tín dụng có tác động ngược chiều tới GDP ngắn hạn tác động ngắn hạn tín dụng lớn tác động dài hạn đến GDP Như vậy, tín dụng có ảnh hưởng ngược chiều tới GDP ngắn hạn dài hạn Việt Nam Bên cạnh đó, tín dụng thay đổi khỏi trạng thái cân bằng, GDP thay đổi tương đối nhanh chóng để hiệu chỉnh trở lại trạng thái cân với tốc độ thay đổi khoảng 54,7% q Kết mơ hình ARDL hạng hiệu chỉnh sai số Case 2: Restricted Constant and No Trend Variable D(LDC) D(LDC(-1)) CointEq(-1)* Coefficient Std Error t-Statistic Prob -0.796888 -0.332041 -0.547462 0.162383 -4.907448 0.148614 -2.234253 0.070940 -7.717259 0.0000 0.0306 0.0000 Nguồn: Tính tốn tác giả Việc tìm thấy mối quan hệ ngược chiều tín dụng GDP Việt Nam phù hợp với kết nghiên cứu Arcand cộng (2015) sử dụng nhiều dự liệu phương pháp nghiên cứu khác cho thấy tồn mối quan hệ hình chữ U ngược tỷ lệ tín dụng/GDP tốc độ tăng trưởng GDP với ngưỡng tỷ lệ tín dụng GDP tìm thấy nghiên cứu từ 80-100% Tại Việt Nam, tỷ lệ tín dụng GDP nhiều giai đoạn mẫu nghiên cứu vượt mức 100% đạt mức khoảng 120% q 4/2017, tốc độ tăng trưởng tín dụng tăng lên có tác động tiêu cực tới tăng trưởng kinh tế KẾT LUẬN VÀ HÀM Ý CHÍNH SÁCH CHO VIỆT NAM Kết hồi quy mơ hình cho thấy mối quan hệ ngược chiều dài hạn tăng trưởng kinh tế tăng trưởng tín dụng Điều có nghĩa có giai đoạn tăng trưởng tín dụng tăng cao tăng trưởng kinh tế lại thấp ngược lại Một số nghiên cứu thực nghiệm (ví dụ: Ly cộng sự, 2017) năm tăng trưởng tín dụng cao thường giai đoạn gắn với bất ổn kinh tế vĩ mô lạm phát tăng cao, nợ xấu gia tăng khó kiểm sốt, khả hấp thụ vốn kinh tế kém, vốn không trực tiếp vào sản xuất Và giai đoạn này, tăng trưởng tín dụng đóng vai trò “cứu cánh” để trì tăng trưởng - hệ thống ngân hàng buộc phải bơm tín dụng để giữ nhịp tăng trưởng, hiệu sử dụng tín dụng khơng cao Những năm gần đây, tăng trưởng tín dụng bắt đầu “giảm nhiệt” so với giai đoạn trước đó, tăng trưởng kinh tế lại khả quan hơn, điều lý giải số quan điểm sau nhóm nghiên cứu: Thứ nhất, năm gần tín dụng tăng thấp tăng trưởng GDP mức cao cho thấy chất lượng dòng tín dụng ngày cải thiện Theo thống kê Ngân hàng Nhà nước (NHNN), cấu tín dụng năm 2018 tập trung chủ yếu vào lĩnh vực công nghiệp chế biến - chế tạo (tăng 7,7%), nông nghiệp - nông thôn (tăng 7,2%), doanh nghiệp nhỏ vừa (tăng 3%) Kể từ năm 2017, tín dụng cho lĩnh vực tiềm ẩn rủi ro đầu tư chứng khoán, bất động sản kiểm soát tốt Đến năm 2018, NHNN tiếp tục ban hành Công văn số 563/NHNNTTGSNH yêu cầu tổ chức tín dụng (TCTD) chuyển dịch cấu tín dụng theo hướng ưu tiên tập trung vốn cho sản xuất kinh doanh, hạn chế mức độ tập trung tín dụng lĩnh vực bất động sản, xây dựng, cân đối nguồn vốn, sử dụng vốn vay trung dài hạn, đảm bảo khả khoản Chủ trương nắn dòng vốn NHNN phát huy hiệu Thứ hai, phụ thuộc tăng trưởng GDP vào tín dụng ngày giảm đóng góp khu vực FDI kinh tế Trong sáu tháng đầu năm 2018, công nghiệp ngành tăng trưởng tốt nhất, đó, tăng trưởng ngành công nghiệp chế biến - chế tạo đạt 13,02%, mức tăng cao bảy năm gần Đóng góp cho tăng trưởng ngành cơng nghiệp chế biến - chế tạo sản xuất thiết bị điện tử linh kiện Các doanh nghiệp FDI khơng vay (hoặc có vay vay vốn nước ngồi) nên sản xuất, kinh doanh tăng trưởng khơng ảnh hưởng trực tiếp đến số liệu tín dụng nước Thứ ba, tác động tăng trưởng tín dụng thường có độ trễ Một số nghiên cứu kinh tế cho thấy độ trễ tác động tín dụng đến tăng trưởng kinh tế khoảng 4-6 tháng Điều hàm ý tốc độ tăng trưởng tín dụng chững lại báo hiệu cho sụt giảm tốc độ tăng trưởng kinh tế khoảng nửa năm đến năm sau Tuy nhiên, dự báo cần phải đặt mối tương quan với yếu tố khác phân tích trên, tác động tín dụng tăng trưởng kinh tế giai đoạn khơng mang tính định Trên sở phân tích tượng nguyên nhân mối quan hệ tăng trưởng tín dụng tăng trưởng kinh tế giai đoạn 2006 - 2018, nhóm nghiên cứu đề xuất số khuyến nghị sách sau: Thứ nhất, NHNN cần thường xuyên u cầu ngân hàng có báo cáo phân tích chất lượng tín dụng hệ thống Các trường hợp cần thiết, NHNN làm việc trực tiếp với TCTD để kiểm soát rủi ro NHNN cần yêu cầu ngân hàng tăng cường kiểm tra quy trình nội bộ, thực quy định pháp luật hoạt động cho vay Thứ hai, NHNN định hướng tăng trưởng tín dụng tồn hệ thống sát với mục tiêu rủi ro tăng trưởng toàn kinh tế, đồng thời thơng báo tiêu tăng trưởng tín dụng tổ chức tín dụng Trong đó, ưu tiên tiêu tăng trưởng tín dụng mức cao đơn vị thực trước thời hạn quy định tỷ lệ an toàn vốn Thông tư 41/2016/TT-NHNN Thứ ba, tăng cường khả cung ứng tín dụng doanh nghiệp tư nhân, doanh nghiệp nhỏ vừa, doanh nghiệp khởi nghiệp - nhân tố hướng trở thành động lực chủ chốt cho phát triển kinh tế tương lai Rào cản lớn đại phận doanh nghiệp khu vực tư nhân thiếu tài sản đảm bảo, tài sản chấp đủ điều kiện tiếp cận tín dụng Trong chờ đợi qui định cho vay không cần tài sản đảm bảo, để tạo thuận lợi cho doanh nghiệp tiếp cận nguồn vốn tín dụng giải pháp phát triển Quỹ bảo lãnh tín dụng cứu cánh cho khơng doanh nghiệp vượt qua trở ngại tài sản đảm bảo tiền vay Thứ tư, với hoạt động cho vay giải pháp xử lý nợ xấu triển khai đồng với biện pháp kiểm sốt, phòng ngừa nợ xấu phát sinh góp phần nâng cao chất lượng tín dụng giảm tỷ lệ nợ xấu hệ thống Tỷ lệ nợ xấu nội bảng TCTD cần trì 2% TÀI LIỆU THAM KHẢO [1] [2] [3] [4] [5] [6] [7] [8] [9] Anwar, S., & Nguyen, L P (2011) Financial development and economic growth in Vietnam Journal of Economics and Finance, 35(3), 348-360 Arcand, J L., Berkes, E., & Panizza, U (2015) Too much finance? Journal of Economic Growth, 20(2), 105-148 Beck, T., Büyükkarabacak, B., Rioja, F K., & Valev, N T (2012) Who gets the credit? And does it matter? Household vs firm lending across countries The BE Journal of Macroeconomics, 12(1) Beck, T., Degryse, H., & Kneer, C (2014) Is more finance better? Disentangling intermediation and size effects of financial systems Journal of Financial Stability, 10, 50-64 Thierry, B., Jun, Z., Eric, D D., Yannick, G Z S., & Landry, K Y S (2016) Causality relationship between bank credit and economic growth: Evidence from a time series analysis on a vector error correction model in Cameroon Procedia-Social and Behavioral Sciences, 235, 664-671 Ductor, L., & Grechyna, D (2015) Financial development, real sector, and economic growth International Review of Economics & Finance, 37, 393-405 Huang, H C., & Lin, S C (2009) Non ‐linear finance–growth nexus: A threshold with instrumental variable approach Economics of Transition, 17(3), 439-466 Pesaran, M H., Shin, Y., & Smith, R J (2001) Bounds testing approaches to the analysis of level relationships Journal of Applied Econometrics, 16(3), 289-326 Shin, Y., Yu, B., & Greenwood-Nimmo, M (2014) Modelling asymmetric cointegration and dynamic multipliers in a nonlinear ARDL framework In Festschrift in honor of Peter Schmidt (pp 281-314) Springer, NY 10 PHỤ LỤC Phụ lục 1: Thống kê mô tả biến Mean Median Maximum Minimum Std Dev Skewness Kurtosis LGDP 13.19371 13.16847 13.65955 12.78166 0.259244 0.127452 1.719412 LDC 14.48462 14.62000 15.22000 13.54000 0.461895 -0.477754 2.266128 LM2 14.62115 14.62500 15.40000 13.69000 0.478214 -0.194334 2.159329 Jarque-Bera Probability 3.693911 0.157717 3.145055 0.207520 1.858549 0.394840 Sum Sum Sq Dev 686.0730 3.427581 753.2000 10.88069 760.3000 11.66313 Observations 52 52 52 Phụ lục 2: Kết kiểm định tính dừng sử dụng Augmented Dickey-Fuller Test Null Hypothesis: Unit root (individual unit root process) Series LGDP LDC LM2 Prob 0.9740 0.4235 0.4574 Series D(LGDP) D(LDC) D(LM2) Prob 0.0000 0.0000 0.0000 Phụ lục 3: Kiểm định mối quan hệ nhân Granger Bảng 3.1: Lựa chọn độ trễ mơ hình VAR VAR Lag Order Selection Criteria Endogenous variables: LGDP LDC LM2 Exogenous variables: C Sample: 2005Q1 2017Q4 Included observations: 46 Lag LogL LR FPE AIC SC HQ 107.0945 331.1269 356.3019 381.4507 391.5482 404.7841 NA 409.1026 42.68805 39.36341 14.48771 17.26415* 2.17e-06 1.89e-10 9.43e-11 4.74e-11 4.64e-11 4.03e-11* -4.525847 -13.87508 -14.57834 -15.28047 -15.32818 -15.51235* -4.406587 -13.39804 -13.74353 -14.08787* -13.77781 -13.60420 -4.481171 -13.69638 -14.26562 -14.83371* -14.74740 -14.79755 11 410.1039 6.245017 5.05e-11 -15.35234 -13.08642 * indicates lag order selected by the criterion LR: sequential modified LR test statistic (each test at 5% level) FPE: Final prediction error AIC: Akaike information criterion SC: Schwarz information criterion HQ: Hannan-Quinn information criterion Bảng 3.2: Kiểm định độ vững mơ hình VAR Roots of Characteristic Polynomial Endogenous variables: LGDP LDC LM2 Exogenous variables: C Lag specification: Root Modulus 0.997873 0.905206 - 0.184884i 0.905206 + 0.184884i 0.355808 - 0.822593i 0.355808 + 0.822593i 0.039410 - 0.867257i 0.039410 + 0.867257i 0.532015 - 0.643326i 0.532015 + 0.643326i -0.262620 - 0.589395i -0.262620 + 0.589395i -0.643499 - 0.033464i -0.643499 + 0.033464i 0.536914 0.277425 0.997873 0.923894 0.923894 0.896247 0.896247 0.868152 0.868152 0.834810 0.834810 0.645257 0.645257 0.644369 0.644369 0.536914 0.277425 No root lies outside the unit circle VAR satisfies the stability condition Bảng 3.3: Kiểm định tự tương quan phần dư mơ hình VAR VAR Residual Serial Correlation LM Tests Sample: 2005Q1 2017Q4 Included observations: 47 Null hypothesis: No serial correlation at lag h Lag LRE* stat df Prob Rao F-stat df Prob 10.79749 10.20875 16.18723 9.514099 5.909183 14.47087 9 9 9 0.2898 0.3339 0.0631 0.3912 0.7490 0.1065 1.233834 1.161305 1.928326 1.076545 0.650536 1.701068 (9, 63.4) (9, 63.4) (9, 63.4) (9, 63.4) (9, 63.4) (9, 63.4) 0.2909 0.3350 0.0636 0.3923 0.7496 0.1073 12 -14.50351 Bảng 3.4: Kiểm định mối quan hệ nhân Granger VAR Granger Causality/Block Exogeneity Wald Tests Sample: 2005Q1 2017Q4 Included observations: 46 Dependent variable: LM2 Excluded Chi-sq df Prob LDC LGDP 5.412334 12.32958 5 0.3677 0.0305 All 21.32132 10 0.0190 Excluded Chi-sq df Prob LM2 LGDP 24.88823 13.11557 5 0.0001 0.0223 All 49.96096 10 0.0000 Dependent variable: LDC Dependent variable: LGDP Excluded Chi-sq df Prob LM2 LDC 10.26786 11.61319 5 0.0680 0.0405 All 20.33853 10 0.0262 Phụ lục 4: Mơ hình ARDL Bảng 4.1: Biểu đồ tương quan phần dư Sample: 2005Q1 2017Q4 Included observations: 50 Q-statistic probabilities adjusted for dynamic regressor Autocorrelation Partial Correlation **| | .| |* .| **| |* **| |* .*| | | | | | | | | | | | | **| *| | .| .| **| |* **| |* .| .*| | | | | | | | | | | | AC 10 11 -0.253 -0.052 -0.009 0.077 -0.020 -0.228 0.190 -0.279 0.196 -0.087 -0.044 13 PAC Q-Stat Prob* -0.253 -0.124 -0.059 0.057 0.014 -0.238 0.074 -0.291 0.096 -0.059 -0.100 3.4019 3.5465 3.5507 3.8873 3.9107 6.9907 9.1822 13.999 16.438 16.928 17.056 0.065 0.170 0.314 0.421 0.562 0.322 0.240 0.082 0.058 0.076 0.106 |* **| |* .| .| .*| |* |* .*| |* .*| *| | | |* **| | |* .*| | .| .| |* .| .*| *| *| | | | | | | | | | | | | | | | | | | | | | | | | | 12 13 14 15 16 17 18 19 20 21 22 23 24 0.109 -0.208 0.185 -0.007 0.015 -0.115 0.142 0.096 -0.117 0.080 -0.138 -0.087 0.037 0.081 -0.241 0.032 0.136 -0.146 0.016 0.069 -0.009 0.151 -0.061 -0.100 -0.167 -0.082 17.873 20.914 23.389 23.393 23.411 24.444 26.071 26.838 28.029 28.601 30.377 31.113 31.248 0.120 0.075 0.054 0.076 0.103 0.108 0.098 0.108 0.109 0.124 0.110 0.120 0.147 *Probabilities may not be valid for this equation specification Bảng 4.2: Kiểm định mối quan hệ đồng tích hợp BOUNDS TEST F-Bounds Test Null Hypothesis: No levels relationship Test Statistic F-statistic k Actual Sample Size Value Signif I(0) I(1) 16.12928 10% 5% 2.5% 1% Asymptotic: n=1000 4.19 4.87 5.79 6.34 5.06 5.85 6.59 7.52 10% 5% 1% Finite Sample: n=50 4.38 5.35 5.247 6.303 7.337 8.643 50 Bảng 4.3: Kết mô hình ARDL dạng dài hạn ARDL Long Run Form and Bounds Test Dependent Variable: D(LGDP) Selected Model: ARDL(1, 2, 0) Case 2: Restricted Constant and No Trend Sample: 2005Q1 2017Q4 Included observations: 50 Levels Equation Case 2: Restricted Constant and No Trend Variable Coefficient Std Error t-Statistic Prob LDC LM2 C -0.467103 0.982023 5.662781 0.085994 0.081969 0.225850 -5.431834 11.98042 25.07321 0.0000 0.0000 0.0000 EC = LGDP - (-0.4671*LDC + 0.9820*LM2 + 5.6628 ) 14 Bảng 4.4: Kết mô hình ARDL dạng hiệu chỉnh sai số ARDL Error Correction Regression Dependent Variable: D(LGDP) Selected Model: ARDL(1, 2, 0) Case 2: Restricted Constant and No Trend Sample: 2005Q1 2017Q4 Included observations: 50 ECM Regression Case 2: Restricted Constant and No Trend Variable Coefficient Std Error t-Statistic Prob D(LDC) D(LDC(-1)) CointEq(-1)* -0.796888 -0.332041 -0.547462 0.162383 0.148614 0.070940 -4.907448 -2.234253 -7.717259 0.0000 0.0306 0.0000 R-squared Adjusted R-squared S.E of regression Sum squared resid Log likelihood Durbin-Watson stat 0.458949 0.435926 0.023963 0.026989 117.1615 2.432052 Mean dependent var S.D dependent var Akaike info criterion Schwarz criterion Hannan-Quinn criter 0.016699 0.031906 -4.566460 -4.451739 -4.522774 * p-value incompatible with t-Bounds distribution Hình 4.5: So sánh GDP thực ước lượng từ mơ hình ARDL 13.8 13.6 13.4 13.2 13.0 12.8 LGDP_ACTUAL LGDP_FITTED 12.6 05 06 07 08 09 10 11 12 15 13 14 15 16 17 ... mức độ tăng trưởng GDP với tăng trưởng tín dụng, ví dụ 1% tăng trưởng GDP tương ứng cần 3% tăng trưởng tín dụng Tuy nhiên, thực trạng mối quan hệ tăng trưởng tín dụng tăng trưởng kinh tế năm... độ tăng trưởng tín dụng mức hỗ trợ cho tăng trưởng kinh tế giảm thiểu rủi ro hệ thống mục tiêu dài hạn mà Chính phủ hướng tới Mối liên hệ tăng trưởng tín dụng tăng trưởng kinh tế Việt Nam nghiên. .. kinh tế tăng trưởng tín dụng Điều có nghĩa có giai đoạn tăng trưởng tín dụng tăng cao tăng trưởng kinh tế lại thấp ngược lại Một số nghiên cứu thực nghiệm (ví dụ: Ly cộng sự, 2017) năm tăng trưởng