II. Nhõn tố ảnh hưởng đến hoạt động huy động vốn
3. Ước lượng mụ hỡnh
Với số liệu cho trong bảng trờn thực hiện ước lượng mụ hỡnh:
M= a0 + a1 *r+ a2 * p+ ut
Dependent Variable: M Method: Least Squares Date: 04/25/06 Time: 03:17 Sample: 2003:01 2006:02 Included observations: 38
Variable Coefficient Std. Error t-Statistic Prob.
R 1257.076 92.27336 13.62338 0.0000
P -0.143315 1.603051 -0.089402 0.9293
C -473.7679 185.5375 -2.553489 0.0152
R-squared 0.855947 Mean dependent var 238.2129
Adjusted R-squared 0.847716 S.D. dependent var 18.76100 S.E. of regression 7.321221 Akaike info criterion 6.895088 Sum squared resid 1876.010 Schwarz criterion 7.024371
Log likelihood -128.0067 F-statistic 103.9833
Estimation Command: ===================== LS M R P C Estimation Equation: ===================== M = C(1)*R + C(2)*P + C(3) Substituted Coefficients: ===================== M = 1257.075519*R - 0.1433152792*P - 473.7679439
* Kiểm định ý nghĩa thống kê của các hệ số trong mô hình + Kiểm định ý nghĩa thống kê của hệ số a1
Giả thiết: H0: a1=0
Ta thấy t = 92,27336 13,623 076 , 1257 ) (^1 ^ 1 = = a se a
Với mức ý nghĩa α=5%, t0,025(35) = 2,021 do t > t0,025(35) nên ta bác bỏ giả thiết H0 và chấp nhận H1 , có nghĩa là hệ số a1 có ý nghĩa.
+ Kiểm định ý nghĩa thống kê của hệ số a2
Giả thiết: H0: a2= 0 H1: a2 ≠ 0 Ta thấy ,00894 603051 ,1 143315 ,0 ) ( ^2 ^ 2 = − =− = a se a t vì t < t0,025(35) nên ta chấp
nhận giả thiết H0 có nghĩa là a2= 0
* Kiểm định mô phân tích ảnh hởng của lãi suất huy động tới lợng tiền gửi sau khi đã loại bỏ biến p ta đợc kết quả nh sau:
Dependent Variable: M Method: Least Squares Date: 05/06/06 Time: 02:23 Sample: 2003:01 2006:02 Included observations: 38
Variable Coefficient Std. Error t-Statistic Prob.
R 1259.733 86.14345 14.62366 0.0000
C -489.7292 49.79215 -9.835471 0.0000
R-squared 0.855914 Mean dependent var 238.2129
Adjusted R-squared 0.851912 S.D. dependent var 18.76100
S.E. of regression 7.219646 Akaike info criterion 6.842685
Sum squared resid 1876.438 Schwarz criterion 6.928873
Log likelihood -128.0110 F-statistic 213.8515
Durbin-Watson stat 1.166089 Prob(F-statistic) 0.000000
* Kiểm định tự tơng quan
Ta có giá trị d = 1,166089 trong khi đó n= 38 và k=1, với mức ý nghĩa 5%, thì Du = 1,535 và Dl = 1,427
Do d = 1,166089 < Dl nên tồn tại tự tơng quan dơng.
* Khắc phục tự tơng quan bằng phơng pháp Durbin-Watson 2 bớc Ta ớc lợng mô hình sau đây:
M = β1+β2rt +β3rt−1+ρMt−1+vt
Dependent Variable: M Method: Least Squares Date: 05/06/06 Time: 07:42 Sample(adjusted): 2003:02 2006:02
Included observations: 37 after adjusting endpoints
Variable Coefficient Std. Error t-Statistic Prob.
R 1106.942 73.83117 14.99288 0.0000
R(-1) -205.9886 172.6404 -1.193166 0.2413
M(-1) 0.427969 0.125068 3.421891 0.0017
C -384.4862 75.35962 -5.102018 0.0000
R-squared 0.923995 Mean dependent var 238.7310
Adjusted R-squared 0.917086 S.D. dependent var 18.74214 S.E. of regression 5.396767 Akaike info criterion 6.311283
Sum squared resid 961.1282 Schwarz criterion 6.485437
Log likelihood -112.7587 F-statistic 133.7278
stimation Command: ===================== LS M R R(-1) M(-1) C Estimation Equation: ===================== M = C(1)*R + C(2)*R(-1) + C(3)*M(-1) + C(4) Substituted Coefficients: ===================== M = 1106.941533*R - 205.9886069*R(-1) + 0.4279689329*M(-1) - 384.4861507 Trong đó: ρ=0.428. đặt Mt* = Mt- 0,428*Mt-1và rt*= rt*- 0,428*rt-1 Ước lợng mô hình: Mt*= + rt* +v 2 1 β β Ta đợc kết quả sau : Dependent Variable: M1 Method: Least Squares Date: 05/06/06 Time: 08:01 Sample(adjusted): 2003:02 2006:02
Included observations: 37 after adjusting endpoints
C -233.2352 29.08219 -8.019865 0.0000
R-squared 0.822204 Mean dependent var 136.5108
Adjusted R-squared 0.817124 S.D. dependent var 15.02868 S.E. of regression 6.426856 Akaike info criterion 6.611386 Sum squared resid 1445.657 Schwarz criterion 6.698463
Log likelihood -120.3106 F-statistic 161.8551
Durbin-Watson stat 1.684637 Prob(F-statistic) 0.000000
Với kết quả kiểm định trên ta có: DW= 1,684637; theo kiểm định BG:
Breusch-Godfrey Serial Correlation LM Test:
F-statistic 0.691117 Probability 0.411585 Obs*R-squared 0.737115 Probability 0.390587 Giá trị: (n-1)*R2=0,737115 và p = 0,390587 , 2 (1) 3,84146 05 , 0 = χ .
Do (n-1) *R2 < χ02,05(1)nên không có cơ sở bác bỏ giả thiết H
0 tức là không tồn tại tự tơng quan.
* Kiểm định phơng sai sai số thay đổi
White Heteroskedasticity Test:
F-statistic 2.513800 Probability 0.095900
Obs*R-squared 4.766402 Probability 0.092255
Test Equation:
Dependent Variable: RESID^2 Method: Least Squares Date: 05/06/06 Time: 09:36 Sample: 2003:02 2006:02 Included observations: 37
Variable Coefficient Std. Error t-Statistic Prob.
C 4688.582 6098.425 0.768819 0.4473
R1 -30370.57 37435.95 -0.811267 0.4229
R1^2 49255.62 57392.25 0.858228 0.3968
R-squared 0.128822 Mean dependent var 39.07180
Adjusted R-squared 0.077576 S.D. dependent var 64.33649 S.E. of regression 61.79064 Akaike info criterion 11.16299 Sum squared resid 129814.8 Schwarz criterion 11.29360
Ta có: n*R2= 4,766402 và 2 (2) 5,99147 05 , 0 = χ , do n*R2 < 2 (2) 05 , 0 χ nên chấp nhận H0 phơng sai của sai số đồng đều.
* Kiểm định dạng hàm
Ramsey RESET Test:
F-statistic 0.465592 Probability 0.631824
Log likelihood ratio 1.029595 Probability 0.597622
Test Equation:
Dependent Variable: M1 Method: Least Squares Date: 05/06/06 Time: 09:56 Sample: 2003:02 2006:02 Included observations: 37
Variable Coefficient Std. Error t-Statistic Prob.
R1 -8516.816 20618.79 -0.413061 0.6822
C 2162.417 5073.978 0.426178 0.6727
FITTED^2 0.063544 0.145470 0.436818 0.6651
FITTED^3 -0.000155 0.000379 -0.407873 0.6860
R-squared 0.827084 Mean dependent var 136.5108
Adjusted R-squared 0.811364 S.D. dependent var 15.02868 S.E. of regression 6.527293 Akaike info criterion 6.691667 Sum squared resid 1405.983 Schwarz criterion 6.865821
Log likelihood -119.7958 F-statistic 52.61455
Durbin-Watson stat 1.761547 Prob(F-statistic) 0.000000
Ta thấy F= 0,465592 < F0,05(2, 33) = 3,284924 chấp nhận H0 dạng hàm là đúng .
ADF Test Statistic -4.2351 1% Critical Value* -3.6228 5% Critical Value -2.9446 10% Critical Value -2.6105 *MacKinnon critical values for rejection of hypothesis of a unit root.
Augmented Dickey-Fuller Test Equation Dependent Variable: D(E2)
Method: Least Squares Date: 05/06/06 Time: 15:26 Sample(adjusted): 2003:03 2006:02
Included observations: 36 after adjusting endpoints
Variable Coefficient Std. Error t-Statistic Prob.
E2(-1) -0.449079 0.142282 -3.156260 0.0033
C 18.88811 10.66556 1.770945 0.0855
R-squared 0.226604 Mean dependent var 1.560819
Adjusted R-squared 0.203857 S.D. dependent var 61.48945 S.E. of regression 54.86508 Akaike info criterion 10.90158
Sum squared resid 102346.0 Schwarz criterion 10.98956
Log likelihood -194.2285 F-statistic 9.961978
Theo kết quả ớc lợng trên thì phần d là nhiễu trắng
4. phân tích
Theo kết quả ước lượng:
Mt* = -233,2352 +1117,773 rt*
Trong đó: Mt*= Mt- 0.428*Mt-1 và rt*=rt- 0,428*rt-1
Ta thấy: ^
2
β =1117,773 >0 điều này chứng tỏ khi rt*tăng thờm 1% thỡ Mt* tăng thờm 1257,075519 tỷ đồng, kết quả này là phự hợp, phản ỏnh đỳng quan hệ kinh tế giữa lói suất huy động và lượng tiền gửi.
R2= 0.822204 cũng khỏ cao, chứng tỏ cỏc biến độc lập giải thớch 85,5947% sự thay đổi của biến phụ thuộc, do vậy cỏc biến đưa vào mụ hỡnh
5. Đề xuất
Ngày nay, cạnh tranh khụng chỉ diễn ra giữa cỏc NHTM trong huy động vốn mà cũn cạnh tranh với cỏc tổ chức tiết kiệm, cụng ty tài chớnh, qũy tớn dụng nhõn dõn…Với quy mụ cạnh tranh này, chớnh sỏch lói suất huy động vốn đưa ra cú thể làm gia tăng nguồn vốn nhưng cũng cú thể tiền gửi sẽ tự rũ rỉ bằng cỏch chuyển đến nơi đầu tư khỏc. Vỡ thế nghiờn cứu thị trường để đưa ra một chớnh sỏch lói suất hợp lý cú ý nghĩa quyết định độn việc gia tănh tiền gửi. Với mục đớch trong ngắn hạn của ngõn hàng là mở rộng huy động để tăng trưởng thỡ cần phải cú cỏc chiến lựơc sau:
Duy trỡ lói suất cạnh tranh trong thời gian trước mắt. Lói suất của
tiền gửi tiết kiệm và tài khoản cú kỳ hạn của ngõn hàng cao hơn mặt bằng lói suất trờn thị trường là điều dễ hiểu. Đõy là chiến lược cạnh tranh bằng lói suất của ngõn hàng để thu hỳt lượng tiền nhà rỗi trong dõn cư với cỏc đối thủ cạnh tranh hơn hẳn về mọi ưu thế. Đõy là nguồn tiền cú tớnh ổn định cao cho hoạt động tớn dụng vào đầu tư của ngõn hàng, vỡ vậy trong thời gian tới, ngõn hàng vẫn phải tiếp tục huy động với mức lói suất cao như vậy.
Việc duy trỡ lói suất huy động vốn cạnh tranh trong giai đoạn hiện nay đối với Ngõn hàng là rất quan trọng. Đặc biệt là trong giai đoạn khan hiếm tiền tệ như hiện nay, dự những khỏc biệt tương đối nhỏ về lói suất cũng thỳc đẩy người gửi tiền và nhà đầu tư chuyển vốn từ cụng cụ này sang cụng cụ khỏc. Cựng với việc duy trỡ lói suất cạnh tranh, cần kết hộ với cỏc chiến lược khỏc để khỏch hàng gửi tiền thấy yờn tõm, thoải mỏi hơn khi đến với ngõn hàng. Việc duy trỡ lói suất cạnh tranh cần dựa trờn cơ sở tớnh toỏn doanh thu chi phớ hoạt động của Ngõn hàng, cú như vậy mới đảm bảo lói suất đầu ra mới đử tư cỏch cạnh tranh đồng thời đảm bảo tớnh an toàn cho mỡnh.
Nhưng việc duy trỡ lói suất cạnh tranh chỉ nờn thực hiện trong thời gian ngắn hạn, bởi trong thời gian khan hiếm tiền tệ, sự cạnh tranh gay gắt, cỏc ngõn hàng khỏc cũng cú thể sẽ thực hiện tăng lói suất huy động, mà ngõn hàng thỡ khụng thể cứ đẩy mói lói suất của mỡnh lờn cao được do cũn bị khống chế bởi lói suất đầu ra. Vỡ vậy, trong dài hạn cần tăng cỏc lợi thế cạnh tranh khỏc để giảm bớt ỏp lực tăng lói suất huy động vốn.
Phải duy trỡ mối quan hệ giữa lói suất đầu vào và chỉ số lạm phỏt.
Do cú sự tăng chỉ số giỏ tiờu dựng, ngõn hàng cần phải đảm bảo mức lói suất thực dương. Cú như vậy, người gửi tiền vào ngõn hàng mới yờn tõm và tin tưởng gửi cỏc khoản tiền nhàn rỗi của mỡnh vào ngõn hàng.
Điều chỉnh mức lói suất tại cỏc kỳ hạn: do cơ cấu kỳ hạn cỏc khoản
tiền gửi cũn chưa phong phỳ đỏp ứng nhu cầu đa dạng của khỏch hàng, trong thời gian tới ngõn hàng cần nghiờn cứu và đưa ra cỏc kỳ hạn mới, với mức lói suất chia nhỏ hơn, để bảng biểu lói suất cú sự hấp dẫn về tớnh đa dạng cho khỏch hàng cú nhiều lựa chọn.
Từng bước thay đổi cơ cầu nguồn tiền gửi huy động để ra tăng
thờm hiệu quả cho hoạt động kinh doanh của Ngõn hàng. Tỡnh hỡnh nguồn tiền gửi thanh toỏn của Ngõn hàng cũn chiếm tỷ trọng thấp so với tổng nguồn vốn huy động được. Vỡ vậy, ngõn hàng cú thể tăng lói suất của nguồn huy động khụng kỳ hạn lờn một chỳt, đõy sẽ là động lực kớch thớch người gửi tiền vào ngõn hàng với mục đớch thanh toỏn. Đồng thời kết hợp với tăng cường nõng cao chất lượng dịch vụ của thanh toỏn của ngõn hàng. Ta cú thể thấy, nếu ngõn hàng cú thể thu hỳt được một lượng lớn cỏc doanh nghiệp gửi tiền vào ngõn hàng với mục đớch thanh toỏn, trước hết là thu hỳt đựơc một lượng vốn rất lớn, thứ hai là lượng vốn này doanh nghệp chỉ cú nhu cầu rỳt hay sử dụng khi đến kỳ hạn thanh toỏn như trả lương, trả tiền mua nguyờn vật liệu … nếu tớnh toỏn được cỏc kỳ hạn rỳt hay phải thanh toỏn của doanh nghiệp thỡ ngõn hàng sẽ trỏnh khụng gặp phai rủi ro trong
việc sử dụng nguồn vốn này. Hơn nữa, việc thực hiện thanh toỏn hộ cỏc doanh nghiệp ngõn hàng cú thể thu phớ dịch vị để bự đắp khoản chi phớ trả lói khoản này. Đõy là giải phỏp để hớng tới phỏt triển tài khoản giao dịch của ngõn hàng. Kết hợp với giải phỏp này ngõn hàng cần đẩy mạnh cỏc dịch vụ thanh toỏn qua ngõn hàng, mở nhiều tài khoản thanh toỏn hướng tới người lao động cú thu nhập đều đặn hàng thỏng … từ đú đẩy mạnh huy động tiền gửi thanh toỏn cho ngõn hàng. Đõy cũng là chiến lược lõu dài để phỏt triển của ngõn hàng, vỡ trong vài năm tới, người dõn sẽ sử dụng cỏc tài khoản thanh toỏn thụng qua ngõn hàng thay cho việc sử dụng nhiều tiền mặt trong lưu thụng như hiện nay.
Một vấn đề cũng rất quan trọng đú là chớnh sỏch lói suất của ngõn hàng cần kết hợp với cỏc chớnh sỏch khỏc tạo thành một tổng thể thống nhất , từ đú đem lai hiệu qủa cao trong hoạt động huy động vốn .
---- Kết luận ---
Từ cỏc kết quả nhận được và thụng qua những đỏnh giỏ cho ta thấy lói suất huy động cú vai trũ quan trọng quyết định tới hoạt động huy động vốn của một ngõn hàng trong nền kinh tế thị trườn. Cơ chế lói suất thỏa thuận của NHNN là tiền đề để cỏc ngõn hàng tự chủ trong định giỏ cỏc sản phẩm ngõn hàng, gúp phần nõng cao hiệu quả hoạt động kinh doanh của ngõn hàng mỡnh. Mụ hỡnh trờn đó chỉ ra rằng trong cỏc yếu tố tỏc động tới hoạt động huy động vốn thỡ lói suất huy động giữ một vai trũ đàng kể. Do vậy để cú một nguồn vốn dồi dào và thực sự ổn định để mở rộng hoạt động kinh doanh của mỡnh, đũi hỏi mỗi ngõn hàng phải tự tạo cho mỡnh một chớnh sỏch lói suất hợp lý.
Trong nền kinh tế mở ngày nay, cỏc ngõn hàng liờn tục cạnh trang với nhau trong mọi hoạt động của mỡnh, trong đú cú cả hoạt động huy động vốn thỡ việc tạo ra một chớnh sỏch lói suất huy động lại càng trở nờn cần thiết, quyết định tới sự thành bại của ngõn hàng.
MỤC LỤC