TNLT = + *LLSS Trong đó :
TNLT : Thu nh p lãi thu n
LLSS : T l cho vay dài h n trên huy đ ng ng n h n
B ng 2.1: B ng th ng kê mô t d li u bi n TN lãi thu n và LLSS
LLSS TNLT Mean 0.828501 2231905. Median 0.823571 1688860. Maximum 0.922339 4408847. Minimum 0.722759 795484.1 Std. Dev. 0.060616 1401273. Skewness -0.187777 0.652047 Kurtosis 2.565180 1.832387 Jarque-Bera 0.110037 1.021327 Probability 0.946468 0.600097 Sum 6.628006 17855238 Sum Sq. Dev. 0.025720 1.37E+13 Observations 8 8
B ng 2.2: Giá tr trung bình c a bi n TN lãi thu n và LLSS qua các n m
N m LLSS ngành TNLT ngành 2005 0,789099 1095544,842 2006 0,826434 795484,0588 2007 0,820708 1211092,227 2008 0,722759 1667250,409 2009 0,805607 1710470,387 2010 0,875935 2817452,65 2011 0,922339 4408846,595 2012 0,865125 4149096,348
T l cho vay dài h n trên huy đ ng ng n h n trung bình c a ngành t n m 2005
đ n 2012 là 0,828501. T l cao nh t là 0,922339 là vào n m 2011, t l th p nh t là 0,722759 vào n m 2008. Có th th y giá tr trung bình c a t l này có bi n đ ng t ng vào n m 2005-2006 và giai đo n 2009-2011 và có bi n đ ng gi m vào giai
đo n 2007-2008 và giai đo n 2011-2012. Giai đo n n m 2007-2008 là th i đi m cu c kh ng ho ng x y ra, vì v y, nhu c u cho vay dài h n có xu h ng gi m so v i các n m kinh t phát tri n m nh nh 2005-2006 và giai đo n kinh t ph c h i 2009- 2011. Tuy nhiên, giai đo n 2011-2012, trong th i gian qua m c dù NHNN đã tích c c đ a ra các bi n pháp nh m gi m m t b ng lãi su t cho vay c ng nh tìm cách kh i thông tín d ng, t ng kh n ng ti p c n v n cho các doanh nghi p. Trong b i c nh t ng c u c a n n kinh t v n còn y u, n x u ti p t c gia t ng, thì tín d ng đ i v i n n kinh t v n ch a th c i thi n.
Thu nh p lãi thu n c a ngành có giá tr trung bình là 2231905 tri u đ ng, giá tr th p nh t là 795484 vào n m 2006 và có giá tr cao nh t là 4408846 vào n m 2011. Nh v y thu nh p lãi thu n trung bình c a ngành theo tính toán trên exel có bi n đ ng gi m t n m 2005-2006 và t ng t n m 2006 đ n 2011 và gi m trong giai đoan 2011-2012.
Nh v y, ta có th th y s đ ng bi n trong m i quan hê gi a thu nh p lãi thu n và t l LLSS vào giai đo n 2005-2007, 2008-2011. Vào giai đo n này, thanh kho n c a ngân hàng và thu nh p lãi thu n gi m vào n m 2006, 2011-2012 và t ng t 2006-2007, 2008-2011. N m 2008, hai bi n này l i có m i quan h ngh ch đ o khi thanh kho n ngân hàng gi m còn thu nh p lãi thu n bi n đ ng t ng.
Xét mô hình đnh l ng m i t ng quan gi a hai bi n LLSS và TN lãi thu n
B ng 2.3: Ma tr n t ng quan gi a TN lãi thu n và LLSS
LLSS TNLT
LLSS 1.000000 0.722555 TNLT 0.722555 1.000000 Theo lý thuy t toán ta có:
+ r <0.4: t ng quan l ng l o
0.4 < r < 0.8: t ng quan trung bình r >0.8: t ng quan ch t ch
+ r<0: t ng quan ngh ch r>0: t ng quan thu n
T b ng ma tr n t ng quan có th th y m i t ng quan gi a hai bi n thu nh p lãi thu n và LLSS là m i t ng quan thu n do giá tr t ng quan mang d u d ng. Hai bi n này c ng có giá tr t ng quan trung bình.
2.4.1.2 K t qu h i quy mô hình v i bi n đ c l p LLSS và bi n ph thu c thu nh p lãi ta có:
B ng 2.4: Mô hình h i quy
Dependent Variable: TNLT Method: Least Squares Date: 01/23/13 Time: 12:33 Sample: 2005 2012
Included observations: 8
Variable Coefficient Std. Error t-Statistic Prob. C -11606995 5418070. -2.142275 0.0759 LLSS 16703546 6524346. 2.560187 0.0429 R-squared 0.522086 Mean dependent var 2231905. Adjusted R-quared 0.442434 S.D. dependent var 1401273. S.E. of regression 1046336. Akaike info criterion 30.77181 Sum squared resid 6.57E+12 Schwarz criterion 30.79167 Log likelihood -121.0872 F-statistic 6.554557 Durbin-Watson stat 1.285550 Prob(F-statistic) 0.042898
Ki m đnh t t ng quan:
Ta s d ng ki m đnh BG(Breusch – Godfrey) Gi thi t:
Ho:( Mô hình không có t ng quan chu i) H1: (Mô hình có t ng quan chu i)
Breusch-Godfrey Serial Correlation LM Test:
F-statistic 0.349906 Probability 0.579896 Obs*R-squared 0.523233 Probability 0.469466 Test Equation:
Dependent Variable: RESID Method: Least Squares Date: 01/23/13 Time: 12:34 (adsbygoogle = window.adsbygoogle || []).push({});
Presample missing value lagged residuals set to zero.
Variable Coefficient Std. Error t-Statistic Prob. C 801942.3 5895809. 0.136019 0.8971
LLSS -906631.6 7077343. -0.128103 0.9031
RESID(-1) 0.311296 0.526257 0.591528 0.5799 R-squared 0.065404 Mean dependent var -4.86E-09
Adjusted R-squared -0.308434 S.D. dependent var 968719.0 S.E. of regression 1108087. Akaike info criterion 30.95416 Sum squared resid 6.14E+12 Schwarz criterion 30.98395 Log likelihood -120.8167 F-statistic 0.174953
Durbin-Watson stat 1.523129 Prob(F-statistic) 0.844422 Ta có LM *=Obs*R-squared=0.523233
P_value(Obs*R-squared=0.523233) = 0.469466 >0.05 ch p nh n Ho t c mô hình không có t t ng quan.
Ki m đnh PSSST , ta s d ng ki m đ nh White:
B ng 2.6: Ki m đnh PSSST cho mô hình
White Heteroskedasticity Test:
F-statistic 0.127990 Probability 0.882654 Obs*R-squared 0.389622 Probability 0.822990 Test Equation:
Dependent Variable: RESID^2 Method: Least Squares
Date: 01/23/13 Time: 12:36 Sample: 2005 2012
Included observations: 8
Variable Coefficient Std. Error t-Statistic Prob. C 4.89E+12 5.43E+13 0.090142 0.9317 LLSS -7.04E+12 1.32E+14 -0.053255 0.9596 LLSS^2 2.55E+12 8.02E+13 0.031793 0.9759
R-squared 0.048703 Mean dependent var 8.21E+11 Adjusted R-squared -0.331816 S.D. dependent var 7.82E+11 S.E. of regression 9.02E+11 Akaike info criterion 58.17438 Sum squared resid 4.07E+24 Schwarz criterion 58.20417 Log likelihood -229.6975 F-statistic 0.127990 Durbin-Watson stat 1.954032 Prob(F-statistic) 0.882654
Gi thi t:
Ho: Mô hình không có hi n t ng PSSST H1: Mô hình có hi n t ng PSSST
LM** = Obs*R-squared=0.389622
P_value(Obs*R-squared=2.672939)=0.822990 >0.05 ch p nh n Ho t c mô hình không có PSSST .
Nh v y mô hình không có b nh PSSST và b nh t t ng quan. Ph ng trình h i quy:
TNLT = -11606994.8 + 16703545.8*LLSS
V i tham s = 16703545.8, mô hình h i quy đã ch ra r ng khi LLSS t ng 1 đ n v thì thu nh p t ng 16703545.8 đ n v hay khi t l LLSS t ng 1 % thì thu nh p t ng 16703545.8 tri u đ ng.
P_value c a tham s =0.0429, v i m c ý ngh a 5% thì tham s c a LLSS có ý ngh a.
R2= 0.522086 cho bi t LLSS trong mô hình gi i thích đ c kho ng 52,2% s thay đ i thu nh p lãi. V i m c ý ngh a 5%, p_value c a mô hình là 0.042498<0.05 cho th y mô hình là có ý ngh a.
Trên th c t , giai đo n 2005-2011 là giai đo n mà thanh kho n c a ngành ngân hàng Vi t Nam b t đ u có nh ng d u hi u suy gi m. Nguyên nhân là do giai
đo n 2005-2007 là giai đo n phát tri n quá nóng c a n n kinh t Vi t Nam, l ng ti n đ a vào l u thông t ng quá nhanh so v i kh n ng h p th c a n n kinh t d n
đ n l m phát t ng cao và t o ra bong bóng ch ng khoán và b t đ ng s n. NHNN v i m c tiêu ki m soát l m phát đã đ a các chính sách nh m rút b t l ng ti n
trong l u thông. Tuy nhiên các bi n pháp c a NHNN không đ m nh và k p th i,
đ ng b nên ki m soát ti n t còn nhi u h n ch d n đ n s l ch pha gi a t ng tr ng cung ti n và , ti t ki m và cho vay trong n n kinh t . Th i gian này, các ngân hàng b m t cân đ i trong c c u ngu n v n tài s n và bu c ph i l y v n ng n h n cho vay dài h n. N m 2007, t c đ t ng tr ng huy đ ng dân c gi m so c i 2006, trong khi t ng tr ng tín d ng l i cao đ t đ t 37,8%. i u này cho th y các ngân hàng th ng m i đã ph i s d ng ngu n v n t th tr ng liên ngân hàng, n i có lãi su t th p, d i 7%/n m đ đáp ng t c đ t ng tr ng tín d ng này. (adsbygoogle = window.adsbygoogle || []).push({});
Tuy nhiên, theo quy đnh thì kho n vay liên ngân hàng ch đ c s d ng trong tr ng h p gi i quy t các khó kh n thanh kho n trong ng n h n. Vi c làm này đã d n đ n s m t cân đ i nghiêm tr ng trong c c u ngu n v n và ti m n r i ro thanh kho n trong h th ng ngân hàng.Các ngân hàng đã quá ch quan khi theo
đu i m c tiêu l i nhu n trong ng n h n qua vi c l y ngu n v n liên ngân hàng đ
cho vay dài h n.
S phát tri n quá nóng c a th tr ng ch ng khoán trong n m 2007 c ng làm cho các doanh nghi p t p trung vào ho t đ ng đ u t tài chính, không t p trung phát tri n s n xu t kinh doanh và m t b ph n dân c c ng tr nên giàu có. Bong bóng ch ng khoán và b t đ ng s n đã đem l i c m giác th nh v ng cho c n n kinh t , t đó d n đ n nh ng l ch l c trong s n xu t, tiêu dùng và ti t ki m, làm ngòi n cho nh ng khó kh n c a n n kinh t v mô trong n m 2008.
Ngay t nh ng tháng đ u n m 2008, tình hình l m phát và thâm h t cán cân th ng m i đã tr nên nghiêm tr ng. Chính ph đã u tiên m c tiêu ch ng l m phát b ng vi c áp d ng chính sách th t ch t ti n t nh m gi m l ng cung ti n trong l u thông – nguyên nhân chính gây ra l m phát cao. H th ng ngân hàng, c u n i cung c p ngu n v n cho n n kinh t , đã ch u nh h ng tr c ti p t các bi n pháp th t ch t ti n t này. Các ngân hàng bu c ph i mua tín phi u b t bu c đ NHNN rút ti n v đã làm h th ng ngân hàng g p khó kh n v thanh kho n. Trong giai đo n này, r t nhi u ngân hàng đã b c l nh ng y u kém trong vi c gi i quy t nh ng khó kh n v thanh kho n. Khi cu c đua lãi su t di n ra, các ngân hàng r i vào tình tr ng m t
cân đ i k h n gi a huy đ ng và cho vay khi ph n l n ngu n v n huy đ ng là ngu n v n ng n h n trong khi c c u cho vay v n trung và dài h n c ng chi m t tr ng l n.
Tình tr ng này l i ti p t c di n ra trong giai đo n 2010-2011 khi n n kinh t r i vào khó kh n và chính sách th t ch t ti n t c a NHNN l i đ c áp d ng. Cu c
đua lãi su t huy đ ng ti p t c di n ra m nh m v i m c 14-16% b t ch p s đ ng thu n lãi su t c a các thành viên hi p h i ngân hàng. Tình hình thanh kho n c a các NHTM Vi t Nam tr nên c ng th ng m t ph n do ti n g i suy gi m m t ph n t s t ng tr ng tín d ng b t h p lý trong giai đo n 2005-2007, r t nhi u ngân hàng đã r t khó kh n khi x lý v n đ thanh kho n khi đã c p r t nhi u kho n tín d ng b t
đ ng s n vào th i k th tr ng này phát tri n nóng nh t.
Nh v y, có th th y th c t thanh kho n c a h th ng ngân hàng Vi t Nam khá sát v i di n bi n thanh kho n trong mô hình thông qua ch s LLSS. C mô hình và th c t đ u cho th y r ng, tình hình thanh kho n c a h th ng ngân hàng Vi t Nam
đang th c s nghiêm tr ng, s li u trong mô hình cho th y, LLSS đang d n ti n t i 1, t c là m c r i ro thanh kho n r t cao. i u này đòi h i c n có nh ng bi n pháp k p th i đ nâng cao thanh kho n cho ngành ngân hàng Vi t Nam, tránh r i ro thanh kho n ti m n d n đ n kh ng ho ng đ v h th ng ngân hàng.
D báo:
B ng 2.7: Mô hình d báo xu th không mùa v cho bi n thu nh p lãi thu n
Date: 01/23/13 Time: 15:15 Sample: 2005 2012
Included observations: 8
Method: Holt-Winters No Seasonal Original Series: TNLT
Forecast Series: TNLTSM
Parameters: Alpha 1.0000
Beta 0.0500
Sum of Squared Residuals 3.52E+12 Root Mean Squared Error 662895.1 End of Period Levels: Mean 4149096.
B ng 2.8: Mô hình d báo xu th không mùa v cho bi n LLSS Công th c d báo: Công th c d báo: TNLT n1+k =TNLT n1+k*Tn1 LLSS n2+k =LLSS n2+k*Tn2 B ng 2.9: K t qu d báo bi n TNLT và LLSS n m 2013-2015 N m TNLT LLSS 2013 4394468,748 0,869252 2014 4885213,548 0,877506 2015 5621330,748 0,889887 ( Ngu n: Tác gi tính toán)
K t qu d báo t mô hình cho th y t l LLSS t ng d n qua các n m cho th y thanh kho n trong th i gian t i đ c d báo là còn khá khó kh n. Trong khi đó thu nh p lãi thu n c ng có di n bi n cùng chi u v i ch s LLSS cho th y trong th i gian t i v n t n t i hi n t ng s d ng v n huy đ ng ng n h n đ tài tr cho vay trung và dài h n t i nhi u ngân hàng. V i tri n v ng n n kinh t không m y sáng s a thì ngành ngân hàng c ng s b nh h ng, nh t là trong ho t đ ng huy đ ng v n, b i trong tình hình n n kinh t khó kh n thì vàng là ph ng ti n c t gi đ c a chu ng. Vì v y thanh kho n c a ngân hàng Vi t Nam đ c d báo là còn nhi u
Date: 01/23/13 Time: 15:23 Sample: 2005 2012
Included observations: 8
Method: Holt-Winters No Seasonal Original Series: LLSS
Forecast Series: LLSSSM
Parameters: Alpha 0.2500
Beta 0.0000
Sum of Squared Residuals 0.024919 Root Mean Squared Error 0.055811 End of Period Levels: Mean 0.856062
b p bênh. Th c t trong n m 2012, thanh kho n t i m t s th i đi m đ c c i thi n nh ng các chuyên gia trong ngành v n đánh giá là còn m ng và y u. Hi n t i, v n (adsbygoogle = window.adsbygoogle || []).push({});
đ thanh kho n c a các Ngân hàng Th ng m i Vi t Nam khá tr m tr ng. Các Ngân hàng th ng m i v n n m trong tình tr ng "ho ng s " không dám cho vay. N x u trong h th ng, g c r là v n đ thanh kho n. i u này không d dàng gi i quy t nhanh chóng, nh t là vào th i đi m các th tr ng tài s n ch a tan b ng nh hi n nay. Theo chuyên gia kinh t , nguyên B tr ng B Th ng m i Tr ng ình Tuy n thì u tiên tr c m t là ph i gi i quy t s y u kém trong v n đ thanh kho n c a các ngân hàng, sau đó m i chuy n sang x lý m i quan h gi a t ng tr ng và l m phát. B i thanh kho n m i là v n đ đáng lo nh t hi n nay c a chính sách ti n t , Gi i quy t đ c thanh kho n m i gi m đ c lãi su t, gi m đ c lãi su t thì m i h i ph c đ c th tr ng tài s n (đ c bi t là th tr ng b t đ ng s n và th tr ng ch ng khoán), th tr ng này ph c h i c ng gi m đ c n x u c a khu v c ngân hàng, t đó m i th c hi n đ c thành công các m c đích tái c u trúc n n kinh t mà Chính ph đ ra.