Quy mô Thanh kho n M c v n hóa
a.Ph n ng tín d ng ngân hàng t ng th đ i v i th ph n th tr ng tín d ng -0.236490*** -4.669829*** 3.562790*** (-34.02885) (-16.05120) (21.00482) b. nh y c m t ng th c a t ng tr ng kinh t đ i v i t ng tr ng tín d ng ngân hàng ln 1.043054*** 2.182170*** 1.376134*** (9.622706) (27.05667) (17.26303)
Ghi chú: Các s trong ngo c kép bên d i các h s th hi n giá tr t-values
*** Có ý ngh a m c 1%
Các k t qu đ c th hi n trong B ng 4.9. T ng c a các h s (và t-values
t ng ng c a chúng) trong t ng tác c a các thay đ i trong lãi su t và th ph n th tr ng tín d ng trong dòng (a) đ u có ý ngh a m c 1%, và đ u khác xa 0. Trong ba h s , ch có h s xét trong tr ng h p th ph n th tr ng tín d ng c a các ngân hàng có quy mô l n là t ng đ i th p (-0.236) nh ng không đ th hi n s bù đ p các ph n ng tiêu c c c a các ngân hàng có quy mô nh . K t qu thu
đ c g i ý r ng m t s gia t ng trong th ph n th tr ng tín d ng c a các ngân hàng l n, thanh kho n cao và v n m nh không đ bù đ p các ph n ng tiêu c c c a t ng tr ng tín d ng ngân hàng xét v t ng th v i các thay đ i trong chính sách ti n t , và do đó c ng c thêm v s hi n di n c a kênh tín d ng ngân hàng t i Vi t Nam. Các khám phá c a chúng tôi phù h p v i Matousek và Sarantis
(2009) nh ng ng c v i c a Ashcraft (2006) ch y v i n c M , tìm th y r ng các ph n ng tiêu c c c a t ng tr ng tín d ng bang đ i v i các thay đ i trong lãi su t qu liên bang đ c gi m nh b i th ph n th tr ng tín d ng c a các ngân hàng liên k t. Nh ng s khác bi t này trong hành vi ngân hàng có th ph n ánh t t nh ng s khác bi t trong s phát tri n và c u trúc c a ngành ngân hàng M và Vi t Nam, v i các ngân hàng M có n ng l c nhi u h n đ làm ắtr n” các dòng ra c a các kho n ti n g i đ m b o b ng vi c phát hành các d ng tài s n v n khác h n là các ngân hàng Vi t Nam.
Dòng (b) B ng 4.9 th hi n tính co giãn c a t ng tr ng s n l ng qu c
gia đ i v i t ng tr ng tín d ng ngân hàng qu c gia. Th t thú v khi nh n ra r ng
tính co giưn này là d ng và có ý ngh a th ng kê, k t qu này v n gi đ c s b n v ng khi thay th các đ c tính ngân hàng khác nhau. Phát hi n này h tr cho giai
đo n hai c a kênh tín d ng ngân hàng: các doanh nghi p Vi t Nam d ng nh
không có kh n ng thay th các kho n tín d ng ngân hàng b ng các ngu n tài chính khác, nh phát hành c ph n, trái phi u,… i u này ng ý r ng các ngân hàng khác nhau khi ph n ng v i các thay đ i trong chính sách ti n t s th c s
nh h ng đ n các ho t đ ng kinh t th c. Các khám phá trong bài nghiên c u này trái ng c v i đ co giưn âm và không có ý ngh a c a Ashcraft (2006) c a
t ng tr ng s n l ng bang đ i v i t ng tr ng tín d ng bang cho n n kinh t M .
cho phép các doanh nghi p thay th các kho n tín d ng ngân hàng, trong khi th
tr ng tài chính không phát tri n Vi t Nam ng n c n các doanh nghi p trong
n c làm đi u t ng t .
Hình 4.3. T c đ t ng tr ng GDP t n m 2007 - 2012
Ngu n s li u: T ng c c th ng kê
K t lu n này d ng nh là h p lý khi xem xét t c đ t ng tr ng GDP trong nh ng n m g n đây đang có xu h ng gi m d n, trong b i c nh tình hình các ngân
hàng th ng m i Vi t Nam c ng g p nhi u khó kh n và t ng cung tín d ng cho n n kinh t c a kh i ngân hàng c ng gi m.
Hình 4.4. S l ng doanh nghi p niêm y t m i t n m 2010 – 2012
Ngu n s li u: S Giao d ch ch ng khoán Hà N i và Thành ph H Chí Minh
L p lu n trên đ c h tr khi chúng ta nhìn l i th tr ng ch ng khoán Vi t
Nam, n i đ c coi nh là kênh huy đ ng v n thay th cho tín d ng ngân hàng.
Tính đ n th i đi m cu i n m 2012, t ng s doanh nghi p niêm y t trên sàn HNX và HOSE là 702 doanh nghi p, s doanh nghi p giao d ch trên OTC là kho ng g n 2000 doanh nghi p. S l ng trái phi u càng ít i h n v i 38 mã trái phi u niêm y t trên sàn HOSE, s trái phi u giao d ch OTC là 36 mã trái phi u. Trong khi đó,
theo th ng kê c a T ng c c Th ng kê thì s l ng doanh nghi p ho t đ ng th c t tính đ n n m 2012 trên c n c l n h n r t nhi u vào kho ng 375.000 doanh
0 20 40 60 80 100 120 140 160 180 2008 2009 2010 2011 2012
nghi p. Và m c dù s l ng doanh nghi p m i niêm y t qua các n m dù t ng
nhanh t sau khi th tr ng ch ng khoán Vi t Nam đi vào ho t đ ng, thì trong b i c nh hi n nay khi tình hình kinh t suy thoái, s l ng doanh nghi p niêm y t m i
đang gi m d n t n m 2010 đ n nay v i s l ng niêm y t m i m i n m r t h n ch (s doanh nghi p niêm y t m i n m 2012 trên hai sàn Hà N i và Thành ph H Chí Minh là 25 doanh nghi p, r t th p h n con s k l c n m 2010 là 168
doanh nghi p niêm y t m i). i u này th hi n ch có kho ng 1% các doanh nghi p có th ti p c n và tìm ki m ngu n tài tr trên th tr ng tài chính. Còn s còn l i, n u nh không th t tài tr đ c ho c không th tìm ki m s h tr t
phía ng i thân, b n bè,… thì cách duy nh t đ tài tr cho ho t đ ng c ng nh các
d án c a công ty là tài tr b ng n vay. Tín d ng ngân hàng dó đó là kênh tài tr
v n quan tr ng trong n n kinh t t i Vi t Nam c ng là m t đi u d hi u.
5. K t lu n
5.1. Các k t qu nghiên c u chính
Bài nghiên c u này nghiên c u vai trò c a các ngân hàng trong c ch
truy n d n chính sách ti n t Vi t Nam trong giai đo n 2002 ậ 2012, nh m xác
đnh tính hi u l c c a kênh tín d ng ngân hàng t i Vi t Nam, thông qua vi c làm rõ cách các ngân hàng ph n ng l i v i các thay đ i trong tình hình chính sách ti n t thông qua các đ c tr ng ngân hàng.
S d ng d li u c p đ ngân hàng c a 37 ngân hàng th ng m i v i ph ng pháp c l ng b ng linh ho t trên Mô hình Moment T ng quát. Các k t qu th c nghi m có đ c t bài nghiên c u h tr gi thuy t r ng t n t i kênh tín d ng ngân hàng hi u l c t i Vi t Nam. Tuy nhiên trong khi vai trò c a đ c tr ng Quy mô và
hàng đ i v i các thay đ i trong chính sách ti n t , thì đ c tr ng M c v n hóa không th hi n đ c vai trò rõ ràng nh v y. D u d ng k v ng c a các h s c a các đ i l ng liên k t các đ c tính ngân hàng v i chính sách ti n t cho th y các ngân hàng quy mô l n, thanh kho n t t và m c v n hóa cao thì ph n ng ít
h n tr c các thay đ i trong chính sách ti n t so v i các ngân hàng có quy mô nh , thanh kho n kém và có m c v n hóa th p h n.
Bài nghiên c u c ng xem xétcác tác đ ng kinh t v mô c a kênh tín d ng ngân hàng b ng vi c t p h p d li u ngân hàng đ n c p đ qu c gia và so sánh tín d ng ngân hàng qu c gia v i tín d ng cân b ng nh trong Ashcraft (2006). Nh ng ng c v i các b ng ch ng M , bài nghiên c u tìm th y r ng th ph n tín d ng c a các ngân hàng l n, thanh kho n t t, ch s v n hóa cao không làm gi m đi các
ph n ng tiêu c c c a t ng tr ng tín d ng ngân hàng trong n c v i các thay đ i chính sách ti n t . Thêm vào đó, bài nghiên c u c ng tìm th y b ng ch ng m nh liên k t cung tín d ng t ng th đ n ho t đ ng kinh t th c, v i đ co giãn c a t ng tr ng s n l ng qu c gia đ i v i t ng tr ng tín d ng ngân hàng qu c gia là
d ng và có ý ngh a. Hai k t qu này, so sánh v i ph n ng khác bi t c a cung tín d ng ngân hàng đ i v i các thay đ i trong chính sách ti n t gi a các ngân hàng, xác nh n s quan tr ng c a kênh tín d ng ngân hàng trong c ch truy n d n chính sách ti n t t i Vi t Nam.
5.2. Các h n ch vàăh ng nghiên c u ti p theo
Bài nghiên c u này có th đ c phát tri n theo m t s cách h u ích. u tiên, d li u không t ng th c a tín d ng ngân hàng có th giúp chúng ta hi u đ c t t h n cách th c chính sách ti n t đ c truy n d n qua kênh tín d ng ngân hàng
vay doanh nghi p và cá nhân, sau đó có th chia nh ti p t c thành ng n h n và dài h n, chúng ta có th có đ c cái nhìn chính xác h n v tác đ ng c a các thay
đ i trong chính sách ti n t .
Th hai, chia nh m u thành th i k m r ng và thu h p ti n t , nh Kishan
and Opiela (2006) th c hi n cho n c M , s cho phép chúng ta phân tích nghiên c u kênh tín d ng ngân hàng đa ch đ đ c làm rõ b i Kierzenkowski (2005).
Nh ng nh ng công vi c th c nghi m đòi h i chu i th i gian dài đ xác đ nh s
l ng ch đ ti n t khác nhau, v i đ s quan sát cho t ng n m. áng ti c, chu i th i gian dài nh v y không có s n Vi t Nam. Tuy nhiên, m t cách đ gi i quy t v n đ này là c g ng đ a ra m t ch s đi u ki n kinh t cho tình hình chính sách ti n t nh trong Bernanke and Mihov (1998), có th xác đ nh đ c các ch đ
chính sách ti n t khác nhau trong su t giai đo n m u. Nhi m v này s đ l i cho các bài nghiên c u ti p theo.
Th ba, bài nghiên c u cho th y các thay đ i trong chính sách ti n t s có
nh h ng đ n ho t đ ng cho vay và t đó nh h ng đ n ho t đ ng n n kinh t
ngay trong n mthay đ i (đ tr b ng không), đi u này m ra câu h i li u có ph i
đ tr c a chính sách nên đ c tính theo tháng ho c quý? Mu n tr l i cho câu h i này, c n ph i s d ng các s li u th ng kê theo tháng ho c theo quý, v n không có s n Vi t Nam. M t gi i pháp thay th là chúng ta s d ng d li u t ng th
nh De Mello và Pisu (2010), không t p trung vào phân tích cách th c tác đ ng
qua các đ c tính ngân hàng nh ng cho phép chúng ta có cái nhìn t ng quan và đ y
đ v hi u l c c a kênh tín d ng ngân hàng. Tuy nhiên, mô hình c a De Mello và Pisu (2010) yêu c u d li u t ng th v t ng ngu n v n ngân hàng theo tháng, trong khi vi c thu th p d li u này t i Vi t Nam g p r t nhi u h n ch vì m i đ c
công b công khai t tháng 04 n m 2012, h ng nghiên c u này s dành cho các bài nghiên c u ti p theo trong t ng lai.
PH L C
1. K t qu ch y mô hình (3.1) s d ngăđ cătr ngăQuyămô:
Dependent Variable: LOAN
Method: Panel Generalized Method of Moments Transformation: Orthogonal Deviations
Date: 04/06/14 Time: 22:01 Sample (adjusted): 2005 2012 Periods included: 8
Cross-sections included: 37
Total panel (unbalanced) observations: 208 White period instrument weighting matrix
White period standard errors & covariance (d.f. corrected)
Instrument specification: @DYN(LOAN,-2) @LEV(RATE(-1)) @LEV(CPI(-1)) @LEV(GDP(-1)) @LEV(SIZE(-1)) @LEV(SIZE(-1)*RATE(-1))
Constant added to instrument list
Variable Coefficient Std. Error t-Statistic Prob.
LOAN(-1) 0.001958 0.010647 0.183914 0.8543 RATE -0.006952 0.000986 -7.048497 0.0000 CPI -0.004669 0.000290 -16.09850 0.0000 GDP 0.060205 0.002143 28.09142 0.0000 SIZE -0.089888 0.006078 -14.79026 0.0000 SIZE*RATE 0.009349 0.000905 10.33520 0.0000 Effects Specification Cross-section fixed (orthogonal deviations)
Mean dependent var 0.041722 S.D. dependent var 0.113230
S.E. of regression 0.134723 Sum squared resid 3.666375
J-statistic 36.11550 Instrument rank 37
Prob(J-statistic) 0.241740
2. K t qu ch y mô hình (3.1) s d ngăđ cătr ngăThanhăkho n:
Dependent Variable: LOAN
Method: Panel Generalized Method of Moments Transformation: Orthogonal Deviations
Date: 04/06/14 Time: 22:02 Sample (adjusted): 2005 2012 Periods included: 8
Cross-sections included: 37
Total panel (unbalanced) observations: 208 White period instrument weighting matrix
White period standard errors & covariance (d.f. corrected)
Instrument specification: @DYN(LOAN,-2) @LEV(RATE(-1)) @LEV(CPI(-1)) @LEV(GDP(-1)) @LEV(LIQ(-1)) @LEV(LIQ(-1)*RATE(-1))
Constant added to instrument list
Variable Coefficient Std. Error t-Statistic Prob.
LOAN(-1) 0.030100 0.005236 5.749208 0.0000 RATE 0.000582 0.000532 1.093965 0.2753 CPI -0.007430 0.000124 -59.73349 0.0000 GDP 0.050093 0.000961 52.10085 0.0000 LIQ 0.045331 0.021929 2.067112 0.0400 LIQ*RATE 0.026867 0.006547 4.103585 0.0001 Effects Specification Cross-section fixed (orthogonal deviations)
Mean dependent var 0.041722 S.D. dependent var 0.113230
S.E. of regression 0.141284 Sum squared resid 4.032143
J-statistic 35.83705 Instrument rank 37
3. K t qu ch y mô hình (3.1) s d ngăđ cătr ngăM c v n hóa:
Dependent Variable: LOAN
Method: Panel Generalized Method of Moments Transformation: Orthogonal Deviations
Date: 04/06/14 Time: 22:04 Sample (adjusted): 2005 2012 Periods included: 8
Cross-sections included: 37
Total panel (unbalanced) observations: 208 White period instrument weighting matrix
White period standard errors & covariance (d.f. corrected)
Instrument specification: @DYN(LOAN,-2) @LEV(RATE(-1)) @LEV(CPI(-1)) @LEV(GDP(-1)) @LEV(CAP(-1)) @LEV(CAP(-1)*RATE(-1))
Constant added to instrument list
Variable Coefficient Std. Error t-Statistic Prob.
LOAN(-1) 0.016291 0.009506 1.713694 0.0881 RATE 0.002532 0.000401 6.319477 0.0000 CPI -0.008027 0.000111 -72.42220 0.0000 GDP 0.046947 0.001042 45.07161 0.0000 CAP -0.076925 0.024192 -3.179726 0.0017 CAP*RATE 0.006201 0.006164 1.005962 0.3156 Effects Specification Cross-section fixed (orthogonal deviations)
Mean dependent var 0.041722 S.D. dependent var 0.113230
S.E. of regression 0.132584 Sum squared resid 3.550864
J-statistic 35.44884 Instrument rank 37
4. K t qu ch y mô hình (3.1) s d ng c p đ cătr ngăQuyămôăvàăThanhă
kho n:
Dependent Variable: LOAN
Method: Panel Generalized Method of Moments Transformation: Orthogonal Deviations
Date: 04/06/14 Time: 22:06 Sample (adjusted): 2005 2012 Periods included: 8
Cross-sections included: 37
Total panel (unbalanced) observations: 208 White period instrument weighting matrix
White period standard errors & covariance (d.f. corrected)
Instrument specification: @DYN(LOAN,-2) @LEV(RATE(-1)) @LEV(CPI(-1)) @LEV(GDP(-1)) @LEV(SIZE(-1)) @LEV(LIQ(-1)) @LEV(SIZE(-1)*RATE( -1)) @LEV(LIQ(-1)*RATE(-1))
Constant added to instrument list
Variable Coefficient Std. Error t-Statistic Prob.
LOAN(-1) -0.017787 0.011264 -1.579116 0.1159 RATE -0.007750 0.001018 -7.609328 0.0000 CPI -0.003758 0.000352 -10.68575 0.0000 GDP 0.063838 0.002266 28.17046 0.0000 SIZE -0.106671 0.006890 -15.48281 0.0000 LIQ 0.094779 0.026734 3.545320 0.0005 SIZE*RATE 0.007455 0.000508 14.68338 0.0000 LIQ*RATE 0.038153 0.008735 4.367814 0.0000 Effects Specification Cross-section fixed (orthogonal deviations)
Mean dependent var 0.041722 S.D. dependent var 0.113230
S.E. of regression 0.138902 Sum squared resid 3.858738
J-statistic 33.70117 Instrument rank 37
5. K t qu ch y mô hình (3.1) s d ng c p đ cătr ngăQuyămôăvàăM c v n hóa:
Dependent Variable: LOAN
Method: Panel Generalized Method of Moments Transformation: Orthogonal Deviations
Date: 04/06/14 Time: 22:08 Sample (adjusted): 2005 2012 Periods included: 8
Cross-sections included: 37
Total panel (unbalanced) observations: 208 White period instrument weighting matrix
White period standard errors & covariance (d.f. corrected)
Instrument specification: @DYN(LOAN,-2) @LEV(RATE(-1)) @LEV(CPI(-1)) @LEV(GDP(-1)) @LEV(SIZE(-1)) @LEV(CAP(-1)) @LEV(SIZE(-1) *RATE(-1)) @LEV(CAP(-1)*RATE(-1))
Constant added to instrument list
Variable Coefficient Std. Error t-Statistic Prob.
LOAN(-1) 0.010688 0.020374 0.524580 0.6005 RATE -0.010121 0.001787 -5.664276 0.0000