CH NG IV: KT QU NGHIểN CU 4.1 K t qu nghiên c u
2= 航決倦嫌 2,建 + 権購賦決倦嫌 2,建
V i:
航決倦嫌2,建: Là giá tr k v ng đ c xác đ nh b i quá trình ARMA. K t qu ch y ki m đ nh đ tr cho th y chu i l i su t c a bi n ki m soát 2 có trung
bình tr t là 1. Và 航決倦嫌2,建 đ c c l ng b i công th c: rbks2,t = 0.215197* unh,t-1
購賦決倦嫌2,建: Ph ng sai có đi u ki n đ c l y t mô hình GARCH(1,1) –
nomal. C th t mô hình, ta có 購賦決倦嫌2,建 tuân theo ph ng trình:
購決倦嫌2 2,建 = 0.00000212 + 0.219591茅 憲決倦嫌2,建伐1 + 0.750257茅 購決倦嫌2 2,建伐1 T các ph ng trình h i quy nh trên, tôi tìm đ c các giá tr r i ro c a các bi n nh sau:
Hình 4.2: K t qu c l ng VaR c a các bi n
D u “-“ c a giá tr r i ro VaR bi u th cho s t n th t c a danh m c.
4.1.2. K t qu c l ng ma tr n h s lan t a c a các t ch c tài chính
Nh đã trình bày các ph n trên, bài nghiên c u này đ c bi t quan tâm đ n
các véc t h s lan t a B:
Theo Adams, Füss và Gropp (2012), vi c l a ch n m c phân v cho vi c ch y
mô hình h i quyd a vào các c tính c m tính ng u nhiên c a tác gi . Trong th i gian th tr ng tr m l ng, s lan truy n r i ro th ng h ng v giá tr không. Do đó, c n l a ch n m t m c phân v nào đó đ cao đ không nh h ng đáng k đ n k t qu . C ng là đi u h p lý đ ch n m c phân v trung
bình, t c = 50% cho đi u ki n th tr ng bình th ng. Và h n h t, k t qu th c nghi m trong bài nghiên c u này c ng ph n ng nh y c m h n v i nh ng thay đ i phân v trong th i gian th tr ng bi n đ ng. Trong b i c nh này, s l a ch n m c phân v 12,5% ph n ánh s cân b ng gi a vi c đo l ng đuôi c a phân ph i VaR n i tác đ ng lan t a l n nh t x y ra và gia t ng m c đ ti p xúc v i các kho ng ch ch (kho ng lo i b ) do vi c gi m sút s l ng
quan sát.
làm n i b t t m quan tr ng c a vi c l a ch n đi u ki n tình hu ng ph thu c thông qua vi c l a ch n m c phân v cho t ng đi u ki n th tr ng, đây thay vì trình bày các k t qu c l ng tr c, tôi s trình bày m t bi u đ phân tán hai chi u đ n gi n c a h s lan t a mà tôi ch n l c t vi c h i quy ph ng trình phân v 3.2a nh sau:
Hình 4.3: Tác đ ng c a vi c l a ch n đi m phân v đ n đ d c h s lan t a c a ngành b o hi m lên ngành ngân hàng.
“Ngu n: Tác gi t tính”
T bi u đ phân tán hai chi u c a h s lan t a ngành b o hi m lên ngành
ngân hàng c a hình 4.3, ta th y các đi m phân v th p (d i 20%), h s lan t a có đ d c cao h n h n so v i các h s lan t a t i các đi m phân v cao
(trên 60%). i u này t ng ng v i gi i thích r ng h s lan t a cao h n h n
trong đi u ki n th tr ng kh ng ho ng tài chính. Trong khi đó, trong đi u ki n th tr ng tr m l ng, các hi u ng lan t a h u nh b ng không. C ng t đó cho th y t m quan tr ng c a vi c l a ch n các m c phân v , hay nói cách khác, là l a ch n các đi u ki n th tr ng đ c l ng h s lan t a. -.005 .000 .005 .010 .015 .020 .025 .030 .035 0.0 0.1 0.2 0.3 0.4 0.5 0.6 0.7 0.8 0.9 1.0 Quantile Spillover Beta
Quantile Process Estimates (95% CI)
C o e ff ic ie n t S lo p e
Sau quá trình c l ng các h s lan t a trong h ph ng trình (3.2a-3.2d)
b ng mô hình h i quy phân v hai giai đo n, tôi t ng h p đ c ma tr n h s lan t a nh sau:
B ng 4.2: H s lan t a c a các t ch c tài chính “Ngu n: Tác gi t tính” Các h s th ng kê H s lan t a Bq Bi n ki m soát lag R2 c t i t Ngân hàng B o hi m Qu Ch ng khoán BKS1 BKS2 tranquil, =0.75 Ngân hàng - -0.002871** 0.00024 -0.001537* 0.001123*** 0.001704*** 0.924614*** 0.880367 -0.000109*** B o hi m 1.582343*** - -0.145248*** -0.674870*** 0.085866*** 0.087212*** 0.747105*** 0.604799 -0.030634*** Qu 0.080186 -0.040554*** - 0.02149 0.020739*** 0.007206** 0.927912*** 0.873742 -0.000774 Ch ng khoán 0.040511 -0.035853* -0.014089* - 0.009752** 0.012117* 0.725132*** 0.592993 -0.010706*** normal, =0.50 Ngân hàng - -0.004748*** 0.000106 -0.005961*** 0.001856*** 0.003571** 0.950693*** 0.888438 -0.000300*** B o hi m 3.135606*** - -0.208483*** -1.947049*** 0.174395*** 0.273314*** 0.651151*** 0.573162 -0.078263*** Qu 0.124108 -0.120371*** - 0.031373 0.063795*** 0.028169*** 0.9391854*** 0.852859 -0.002289** Ch ng khoán -0.079843 -0.098709*** -0.014696 - 0.047329*** 0.048293*** 0.736532*** 0.574531 -0.01145*** volatile, =0.125 Ngân hàng - -0.012209*** 0.000984 -0.011055* 0.005491*** 0.007791*** 0.986566*** 0.863687 -0.000623*** B o hi m 2.751296*** - -0.13657 -1.927300 0.220593*** 0.264254*** 0.622832*** 0.5564536 -0.081769*** Qu 0.478655 -0.324959* - -0.095144 0.159700** 0.089357*** 0.960033*** 0.819145 -0.012919** Ch ng khoán 0.268736 -0.430078*** 0.115862** - 0.109689*** 0.192200*** 0.74203*** 0.582666 -0.018307*** V i ***, **, * t ng ng v i các m c ý ngh a 1%, 5%, 10%
Các t ch c phía trên c a b ng 4.2 bi u th ngu n g c c a cú s c, trong khi các t ch c đ c x p theo hàng trong b ng bi u th các t ch c nh n hi u ng. Các h s lan t a đ c c tính cho 3 d ng đi u ki n th tr ng: tr m l ng, bình th ng, và b t n. Các đi u ki n th tr ng đ c quy c b ng các
đi m phân v 75%, 50%, và 12,5% c a phân ph i VaR c a ph n ng c a t
ch c t ng ng. Ví d , m t t l ph n tr m đi m gia t ng VaR c a các công
ty ch ng khoán làm gi m VaR c a bi n ngành ngân hàng là 0.001537 đi m (adsbygoogle = window.adsbygoogle || []).push({});
ph n tr m trong th i gian th tr ng tr m l ng. Tuy nhiên, n u đi u ki n th
tr ng bi n đ ng, khi VaR ngành ch ng khoán t ng 1%, s làm gi m VaR
c a ngân hàng là lên 0.011055 đi m ph n tr m.Tác đ ng này, trong đi u ki n
th tr ng bình th ng c ng t ng t nh ng v i m t l ng khác là 0.005961
đi m ph n tr m. Th i gian c l ng là 2/01/2007 - 03/09/2013.
T k t qu th c nghi m ta th y, s gia t ng trong VaR c a ngân hàng th ng m i, d n đ n s gia t ng VaR c a ngành b o hi m. K t qu th c nghi m này có liên quan đ n k t lu n c a Allen và Gale (2005), khi h đã đ a ra l p lu n
r ng s t ng tr ng đáng k trong vi c chuy n giao r i ro tín d ng gi a các
ngành c a h th ng tài chính đã d n đ n m t chuy n d ch r i ro t khu v c
ngân hàng cho l nh v c b o hi m. Theo k t qu th c nghi m, tác đ ng lan t a t ngành ngân hàng sang ngành b o hi m gia t ng trong giai đo n th tr ng tài chính kém n đ nh, nh ng trong giai đo n bình th ng, tác đ ng này l n nh t. i m này khác so v i k t qu th c nghi m do các tác gi trong bài nghiên c u g c tìm đ c. 1% gia t ng trong VaR t ch c ngân hàng s làm gia t ng 1.582343 đi m ph n tr m trong VaR b o hi m trong đi u ki n th tr ng tr m l ng. Trong th i k th tr ng bi n đ ng, tác đ ng t ng t làm t ng 2.751296 đi m ph n tr m trong VaR ngành b o hi m. Trong khi đó, tác đ ng này l n nh t trong đi u ki n th tr ng bình th ng, khi làm t ng
3.135606 đi m ph n tr m trong VaR b o hi m. Lý gi i cho đi u này, theo
quan đi m c a tôi, có th t i Vi t Nam, trong các đi u ki n bình th ng, các đ n v này ch quan và ít đ u t , ki m soát r i ro. Do đó, m c đ lan t a r i ro c a ngànhngân hàng đ n ngành b o hi m đ c th hi n l n nh t trong giai đo n này.
Tác đ ng lan t a r i ro, không nh t thi t ph i mang d u d ng (t c i không nh t thi t ph i >0). D u hi u này c ng đ c th hi n trong bài nghiên c u g c
khi s gia t ng 1% giá tr r i ro c a các công ty trong ngành b o hi m, s có
tác đ ng làm gi m 0.007% giá tr r i ro đ i v i ngành qu đ u t . T i Vi t
Nam, k t qu nghiên c u c ng cho th y khi có s gia t ng r i ro c a các công
ty ngành b o hi m s có tác đ ng làm gi m giá tr r i ro c a ngành ngân hàng,
ch ng khoán và qu đ u t . T ng t các m c lan t a r i ro c a qu đ u t ,
c a các công ty ch ng khoán c ng mang d u âm. Theo quan đi m c a tôi,
m t khi tác đ ng lan t a r i ro mang d u âm, ch ng t các t ch c nh n r i ro
đã có m t s đ phòng v i r i ro c a t ch c có r i ro. Ví d , khi ngành ch ng khoán gây ra nhi u lo ng i v m c lan t a r i ro c a nó, ngay l p t c,
ngành ngân hàng s có b c chu n b và đ phòng s lan t a r i ro. Do đó,
1% gia t ng r i ro trong ngành ch ng khoán, s d n đ n 0.001537 % gi m r i
ro t i ngành ngân hàng trong giai đo n tr m l ng. Tác đ ng t ng t trong
giai đo n n đ nh và kém n đ nh, tuy nhiên v giá tr t ng d n, v i các m c
t ng ng là gi m 0.005961 %, và gi m 0.011055%. Gi i thích đi u này, có
th khi th tr ng càng kém n đ nh, các ngân hàng càng t ra đ phòng h n
v i các tác đ ng lan t a r i ro c a ngành ch ng khoán.
T b ng nghiên c u trên c ng cho th y, tác đ ng lan t a trong đi u ki n th
tr ng tr m l ng ít đ c bi u hi n. Ph i sang đ n đi u ki n th tr ng n đ nh
c ng d a trên m i quan h s h u chéo gi a ngân hàng và các t ch c khác, (adsbygoogle = window.adsbygoogle || []).push({});
trong đó có c b o hi m, ch ng khoán và qu đ u t . Khi th tr ng bình
th ng, s h u chéo s mang đ n hi u qu tích c c trong vi c góp ph n làm
t ng hi u bi t gi a ngân hàng v i t ch c khác, đ ng th i hình thành nên m t
c c u s h u, c ch tài tr và qu n tr n đ nh gi a các bên. Nh ng ng c
l i, khi th tr ng b t n, s m t mát c a t ch c này s nh h ng liên đ i
đ n s t n th t c a t ch c khác. c bi t v i nh ng t ch c ph thu c nhi u
vào ngu n tài tr bên ngoài thì tác đ ng lây lan càng cao (Kroszner, Laeven,
và Klingebiel (2007)). Do đó, tác đ ng lan t a c a các t ch c tài chính s
càng cao, càng rõ nét h n.
Trong bài nghiên c u g c, qu phòng h là ngành có quy mô lan t a r i ro l n nh t. Khác v i bài nghiên c u g c, k t qu th c nghi m trong bài nghiên
c u này c a tôi không cho th y t m quan tr ng c a qu đ u t trong tác đ ng
lan t a gi a các t ch c tài chính. K t qu này có l xu t phát t nguyên nhân
ch n m u. 6 mã c phi u qu đ u t đ c niêm y t trên sàn ch ng khoán và
đ c ch n làm m u đ i di n c a ngành qu đ u t không đ tính đ i di n cho
ngành. Bên c nh đó, quy mô v n hóa c a các mã c phi u qu này c ng r t
nh so v i các t ch c tài chính khác đ c trích m u trong bài nghiên c u
này. Do đó k t qu không th hi n đ c t t các tác đ ng lan t a c a qu đ u
t lên các ngành khác, c ng nh m i quan h tác đ ng lan t a gi a các ngành khác lên qu đ u t .
B ng ma tr n h s lan t a đ c trình bày trên cho th y, các h s t h i
quy trung bình kho ng 0.62~0.98 ( lag). i u này cho th y ph n ng trung
bình trong VaR c a 1 t ch c g n t ng đ ng v i ph n ng c a VaR trong
ngày tr c đó (hay nói cách khác là c u trúc t h i quy c a VaR). Nh v y
ch c tài chính khác, mà còn b tác đ ng b i bi u hi n c a t ch c đó trong
quá kh .
4.2. c l ng SDSVaR
th y tính hi u qu c a SDSVaR, đây tôi l y m t ph ng trình c l ng
m u c a SDSVaRnh,t,0.125 (đ c c tính t các giá tr h s lan t a đ c c
tính t các h i quy phân v t h (3.2a-3.2d). Sau đó, so sánh v i VaR c a chính ngành ngân hàng.
V i = 0.125, SDSVaRnhđ c xác đ nh qua h ph ng trình sau:
岫4.1欠岻鯨経鯨撃欠迎舞 岶券月 決月,圏,潔倦岼,建.0.125=伐0.000623伐0.012209茅 撃欠迎舞決月,建 (adsbygoogle = window.adsbygoogle || []).push({});
伐0.000984茅 撃欠迎舞圏,建 伐0.011055茅 撃欠迎舞潔倦,建+ 0.986566茅 撃欠迎舞券月,建伐1
làm rõ bi n đ ng c a SDSVaRnh, tôi v đ th dao đ ng và so sánh v i dao
Hinh 4.4: Bi u đ VaR và SDSVaR chu i l i su t ngành ngân hàng
“Ngu n: Tác gi t tính”
T l c đ trên cho th y, SDSVaR ngân hàng có di chuy n đ ng b v i VaR
ngân hàng, cho th y ph n nh đ y đ giá tr r i ro ngân hàng theo th i gian.
Tuy nhiên, vì tác đ ng lan t a c a các t ch c tài chính khác nên SDSVaR s có nh ng khác bi t nh v i VaR ngành ngân hàng. c bi t giai đo n
kh ng ho ng nh 2007-2009, ta th y đ ng màu xanh d ng nh d i
đ ng màu đ , cho th y m c bi n đ ng trong th i gian này s l n h n trong th i k bi n đ ng.
Nh v y, công c SDSVaR v a ph n ánh đ c giá tr r i ro c a các t ch c
tài chính, nh ng đ ng th i quan ph ng trình SDSVaR, chúng ta c ng th y
đ c r i ro c a các t ch c tài chính khác đóng góp nh th nào vào r i ro
c a t ch c đó. S d ng công c này, chúng ta có th khái quát đ c r i ro
-.020-.016 -.016 -.012 -.008 -.004 .000 2007 2008 2009 2010 2011 2012 2013 SDSVAR_NH_125 VARNH
c a m t t ch c, nh ng c ng có th có cái nhìn t ng quát v các thành ph n c u thành r i ro khác, ngoài c u trúc t h i quy c a chính nó.