Các biến lãi suất đều ở dạng phần trăm, nên tác giả không cần chuyển về dạng logarite cho mục đích nghiên cứu. Thống kê mơ tả cho cả các loại lãi suất huy động và chính sách trong giai đoạn 2008M1–2018M1 được trình bày tại Bảng 3.1. Ngồi ra, xu hướng các biến số cũng được trình bày tại Hình 3.1, ta thấy xu hướng biến động lãi suất huy động đối với các kỳ hạn khác nhau của Vietinbank rất tương đồng với lãi suất chính sách tiền tệ cho thấy Vietinbank luôn thực thi đúng các chính sách từ NHNN trong quá trình điều tiết tiền tệ. Năm 2008 và 2011 lãi suất tăng cao và sau đó giảm nhanh do trong điều kiện lạm phát thì việc tăng lãi suất (thắt chặt chính sách tiền tệ) là phù hợp nhằm bảo đảm lợi ích của các thành viên trên thị trường tiền tệ (ngân hàng, người gửi tiền và người vay tiền).
Bảng 3.1 Thống kê mô tả dữ liệu lãi suất (giai đoạn 2008M1–2018M1).
Lãi suất Trung
bình Trung vị Lớn nhất Nhỏ nhất Sai số chuẩn Lãi suất chính sách 8,4793 7,0000 15,0000 6,2500 2,8124
Lãi suất huy động nền kinh tế 8,3517 7,1700 17,1600 4,6800 3,6024
Lãi suất huy động của Vietinbank
Không kỳ hạn 2,1991 2,0000 6,0000 0,3000 1,5021
Kỳ hạn 3 tháng 8,4284 7,4800 18,2000 4,5000 3,6053
Kỳ hạn 6 tháng 8,7208 7,5000 18,1500 5,3000 3,4365
Kỳ hạn 12 tháng 9,2889 8,0000 18,3000 6,0000 3,0814
Kỳ hạn trên 12 tháng 9,4303 8,0000 18,4000 6,2000 3,0261
Nguồn: Tính tốn của tác giả.
Năm 2008, lãi suất huy động của Vietinbank (trừ lãi suất huy động không kỳ hạn) và lãi suất huy động của nền kinh tế luôn cao hơn lãi suất cơ bản của NHNN do lãi suất huy động của Vietinbank và tồn thị trường ln biến động tăng mạnh, đặc biệt đạt mức 18,4% ở tháng 7/2008 (đối với lãi suất huy động kỳ hạn trên 12 tháng của Vietinbank). Tuy nhiên, ở những tháng cuối của năm 2008, lãi suất huy động của Vietinbank và cả nền kinh tế đã bám sát lãi suất cơ bản.
Giai đoạn từ năm 2009-2011, lãi suất huy động của Vietinbank và nền kinh tế chênh lệch cao hơn lãi suất cơ bản khoảng 2,0% đến 3,0%. Nguyên nhân là do lãi suất huy động Vietinbank nói riêng và nền kinh tế nói chung năm 2009 biến động
theo đường cong lãi suất với việc lãi suất huy động kỳ hạn càng dài thì càng cao, cụ thể lãi suất huy động dao động từ 7,0% đến 14,0%. Riêng Quý 4/2011, do nhu cầu thanh khoản nên lãi suất huy động Vietinbank (trừ lãi suất huy động không kỳ hạn) và nền kinh tế đã chạm đến mức 14,0% và ở giai đoạn này lãi suất cơ bản đã vượt lên lãi suất huy động 1,0%. Diễn biến thị trường tiền tệ giai đoạn 2010-2011 cho thấy sự thiếu hụt thanh khoản của các NHTM đã làm cho lãi suất huy động tăng nhanh trong cuộc đua tranh giành thị phần, thu hút nguồn tiền nhàn rỗi trong dân cư và các tổ chức kinh tế. Khơng nằm ngồi xu thế đó, lãi suất huy động của Vietinbank các kỳ hạn cũng đã tăng cao.
Giai đoạn 2012-2013, lãi suất huy động của Vietinbank và nền kinh tế đã theo sát được với sự thay đổi của lãi suất cơ bản, bên cạnh đó lãi suất cơ bản cũng đã cao hơn lãi suất huy động thể hiện đúng bản chất của lãi suất cơ bản là công cụ dẫn dắt và điều chỉnh lãi suất thị trường của NHNN.
Giai đoạn 2014-2018, Vietinbank ln tiên phong trong việc thực thi các chính sách của NHNN bằng việc điều chỉnh giảm lãi suất huy động các kỳ hạn ngắn (dưới 6 tháng) thấp hơn lãi suất cơ bản và mức trần quy định của NHNN. Điển hình là lãi suất huy động kỳ hạn 3 tháng chỉ còn khoảng 4,5% đến 5,0% thấp hơn lãi suất cơ bản đến 1,5% đến 2,0%.
Theo đó, ta có thể thấy cơ chế điều hành trần lãi suất huy động của NHNN có vai trị quan trọng trong việc ổn định mặt bằng lãi suất thị trường trong những thời điểm thanh khoản của các NHTM gặp khó khăn. Tuy nhiên, cơ chế này đã bộc lộ hạn chế gây thiệt hại cho người gửi tiền do có những giai đoạn xuất hiện lãi suất thực âm. Vì vậy, có những giai đoạn lãi suất cơ bản thấp hơn lãi suất huy động và không bám sát được diễn biến lãi suất thị trường.
Kết luận Chương 3
Chương 3 trình bày về lý thuyết kiểm định nghiệm đơn vị ADF, kiểm định nghiệm đơn vị Zivot và Andrew và mơ hình nghiên cứu NARDL. Bên cạnh đó, tác giả cũng đã mơ tả các dữ liệu nghiên cứu gồm: 5 loại lãi suất huy động tại Vietinbank (không kỳ hạn, kỳ hạn 3 tháng, kỳ hạn 6 tháng, kỳ hạn 12 tháng và kỳ hạn trên 12
tháng), lãi suất huy động của nền kinh tế Việt Nam cùng với lãi suất chính sách. Trên cơ sở lý thuyết và dữ liệu, tác giả đã tiến hành nghiên cứu và trình bày các kết quả ở Chương 4.
CHƯƠNG 4. KẾT QUẢ NGHIÊN CỨU 4.1. Kiểm định tính dừng:
Các kết quả kiểm định ADF và DF-GLS được trình bày tại Bảng 4.1.
Bảng 4.1 Kết quả kiểm định tính dừng truyền thống.
Biến số Bậc gốc Sai phân bậc nhất
ADF DF-GLS ADF DF-GLS
Lãi suất chính sách –2,5805* –2,3022** –4,8270*** –2,9819***
Lãi suất huy động nền kinh tế –2,1675 –2,2086** –6,0279*** –2,3790**
Lãi suất huy động Vietinbank
Không kỳ hạn –1,1911 –1,1532 –6,7034*** –1,9553**
Kỳ hạn 3 tháng –1,4310 –1,4339 –8,6608*** –2,0858**
Kỳ hạn 6 tháng –1,9154 –1,9152* –8,5923*** –2,2126***
Kỳ hạn 12 tháng –2,1233 –1,6815* –9,1853*** –1,5210
Kỳ hạn trên 12 tháng –1,8095 –1,6994* –9,5134*** –0,7487
Ghi chú: *, **, *** lần lượt biểu diễn mức ý nghĩa thống kê tại mức 10%, 5% và 1%.
Nguồn: Tính tốn của tác giả.
Kết quả kiểm định tính dừng thơng thường (ADF và DF-GLS) khám phá hỗn hợp các đặc tính dừng của các biến lãi suất. Cụ thể, đối với biến lãi suất chính sách, kiểm định ADF và kiểm định DF-GLS đều bác bỏ giả thuyết không lần lượt tại mức ý nghĩa thống kê 10% và 5%. Trong khi đó, liên quan các biến lãi suất huy động của nền kinh tế và của ngân hàng Vietinbank tại các kỳ hạn 6 tháng, 12 tháng và trên 12 tháng, trong khi diểm định ADF không thể bác bỏ giả thuyết không tại mức ý nghĩa 10%; thì ngược lại, kiểm định DF-GLS xác nhận các biến số này dừng tại bậc gốc, tức là I(0). Tuy vậy, sau khi lấy sai phân, kết quả kiểm định DF-GLS lại khẳng định biến lãi suất kỳ hạn 12 tháng và trên 12 tháng đều khơng dừng. Như vậy, chúng ta có hỗn hợp các biến I(0)/I(1). Riêng trường hợp của biến lãi suất kỳ hạn 12 tháng và trên 12 tháng, tác giả hiện tại chưa thể khẳng định chắc chắn bậc tích hợp. Sự thiếu chắc chắn trong việc kết luận tính dừng lần này có thể xuất phát từ các điểm gãy cấu trúc tiềm ẩn trong chuỗi dữ liệu, làm giảm tính hiệu quả của các kiểm định nghiệm đơn vị truyền thống (Perron, 1989). Đây là điều khó tránh khỏi, khi trong giai đoạn nghiên cứu (2008M1–2018M1), nền kinh tế Việt Nam trải qua ít nhất một cuộc khủng hoảng
tài chính, suy thối kinh tế nghiêm trọng (điển hình là suy thối toàn cầu năm 2007– 2009). Bất kỳ sự kiện nào trong số này cũng có thể tạo ra các điểm gãy cấu trúc trong chuỗi dữ liệu (Balcilar và cộng sự, 2015). Do đó, tác giả tiến hành thực hiện thêm kiểm định nghiệm đơn vị Zivot và Andrews (ZA), đề cập sự hiện diện của thông tin điểm gãy cấu trúc, qua đó cải thiện tính tin cậy trong các kết quả kiểm định tính dừng. Kết quả kiểm định ZA được trình bày tại Bảng 4.2.
Bảng 4.2 Kết quả kiểm định Zivot và Andrews.
Biến số Bậc gốc Sai phân bậc nhất Thống kê t Điểm gãy Thống kê t Điểm gãy Lãi suất chính sách –4,5429 2010M11 –11,2777*** 2011M11
Lãi suất huy động nền kinh tế –4,3500 2012M03 –8,6304*** 2011M06
Lãi suất huy động Vietinbank
Không kỳ hạn –6,2462*** 2012M03 –10,1496*** 2012M03
Kỳ hạn 3 tháng –5,0205* 2012M10 –10,6989*** 2012M03
Kỳ hạn 6 tháng –4,3423 2012M03 –12,0182*** 2011M06
Kỳ hạn 12 tháng –4,0262 2009M10 –10,5179*** 2011M06
Kỳ hạn trên 12 tháng –5,5795*** 2012M11 –10,2392*** 2011M06
Ghi chú: Giá trị tới hạn của kiểm định ZA tại mức ý nghĩa 10%, 5% và 1% lần lượt là –4,82, –5,08 và –5,57.
*, **, *** lần lượt biểu diễn mức ý nghĩa thống kê tại mức 10%, 5% và 1%.
Nguồn: Tính tốn của tác giả.
Kết quả kiểm định tính dừng ZA một lần nữa cho thấy đặc tính dừng của các chuỗi dữ liệu tài chính tương đối phức tạp. Trong khi kiểm định nghiệm đơn vị truyền thống xác nhận biến lãi suất chính sách là I(0), biến lãi suất huy động của nền kinh tế thể hiện ranh giới I(0)/I(1); thì kiểm định ZA lại khẳng định chắc chắn hai biến số này là I(1). Liên quan đến lãi suất huy động của Vietinbank, kiểm định ZA đều xác nhận biến lãi suất không kỳ hạn và kỳ hạn trên 12 tháng đều là I(0); cụ thể, giả thuyết khơng (có nghiệm đơn vị) tại bậc gốc bị bác bỏ tại mức ý nghĩa 1%. Biến lãi suất huy động kỳ hạn 3 tháng thể hiện ranh giới I(0)/I(1). Nói chung, sau khi lấy sai phân, tồn bộ các biến số đều dừng. Cuối cùng, kết quả Bảng 4.2 đều cho thấy điểm gãy cấu trúc
của các biến số rơi vào giai đoạn năm 2012. Tóm lại, chúng ta có hỗn hợp các biến I(0) và I(1), khơng có biến số nào I(2). Do đó, chúng ta hồn tồn có thể áp dụng phương pháp ARDL cũng như NARDL; và với trường hợp này, đây là 2 phương pháp hiệu quả nhất nhằm xác minh mối quan hệ dài hạn giữa các biến lãi suất (Nkoro và Uko, 2016), cũng như kiểm chứng hiệu ứng bất đối xứng trong điều chỉnh lãi suất.
4.2. Đo lường mức độ truyền dẫn từ lãi suất chính sách tiền tệ đến lãi suất bán lẻ (lãi suất huy động) tại Vietinbank: lẻ (lãi suất huy động) tại Vietinbank:
Giai đoạn đầu tiên trong phân tích truyền dẫn lãi suất, tác giả xuất phát từ việc quan sát cơ chế truyền dẫn từ lãi suất chính sách đến lãi suất huy động tại Vietinbank. Do mẫu quan sát lãi suất huy động bao gồm 5 loại: a) không kỳ hạn; b) kỳ hạn 3 tháng; c) kỳ hạn 6 tháng; d) kỳ hạn 12 tháng; và e) kỳ hạn trên 12 tháng; do đó, tác giả sẽ lần lượt trình bày kết quả của truyền dẫn lãi suất chính sách đến từng loại lãi suất huy động. Trong phân tích thực nghiệm, bước đầu tiên, tác giả hồi quy cả mơ hình ARDL cùng 3 biến thể của mơ hình NARDL, và kiểm chứng sự hiện diện của quan hệ đồng liên kết (đối xứng và bất đối xứng) giữa các biến lãi suất. Tiếp theo, tác giả lựa chọn mơ hình phù hợp nhất dựa theo các tiêu chuẩn thơng tin; bên cạnh đó, xác minh hiệu ứng bất đối xứng ngắn hạn lẫn dài hạn. Để minh họa chi tiết cho hiệu ứng điều chỉnh của lãi suất huy động trong ngắn hạn và dài hạn, phần cuối, tác giả trình bày đồ thị số nhân động tích lũy của lãi suất huy động trước các thay đổi tăng và giảm của lãi suất chính sách.
4.2.1. Truyền dẫn đến lãi suất huy động không kỳ hạn:
Bảng 4.3 trình bày các kết quả hồi quy mơ hình NARDL (3 dạng bất đối xứng) và ARDL nhằm thể hiện các kết quả điều chỉnh đối xứng và bất đối xứng của lãi suất huy động khơng kỳ hạn. Thoạt nhìn, giả thuyết khơng của quan hệ đồng liên kết đối
xứng (Hpss: δ = θ = 0) khơng thể bác bỏ trong mơ hình A (mơ hình ARDL). Tuy
nhiên, nhìn sang mơ hình B và mơ hình D, giả thuyết khơng của quan hệ đồng liên
kết bất đối xứng (Hpss: δ = θ+ = θ− = 0) đều bị bác bỏ tại mức ý nghĩa lần lượt là
tuyến tính, chúng ta có thể vơ tình bỏ qua sự hiện diện của đồng liên kết dài hạn bất đối xứng tiềm ẩn trong quan hệ giữa lãi suất chính sách và huy động không kỳ hạn.
Bảng 4.3 Kết quả điều chỉnh đối xứng và bất đối xứng của lãi suất huy động
khơng kỳ hạn.
Mơ hình A Mơ hình B Mơ hình C Mơ hình D
Lx 0,2962 L+x 0,1308
Lx 0,4888 L+x 0,2323***
L−x 0,3931*** L−x 0,5011***
R2 0,2546 R2 0,2651 R2 0,2642 R2 0,3612
adj-R2 0,2201 adj-R2 0,2311 adj-R2 0,2301 adj-R2 0,3060
AIC 0,8064 AIC 0,7921 AIC 0,7934 AIC 0,7221
SIC 0,9504 SIC 0,9361 SIC 0,9374 SIC 0,9621
DW 2,0261 DW 1,8482 DW 2,0296 DW 2,0440 Fpss 0,4657 (0,6289) Fpss 2,3485* (0,0766) Fpss 0,4552 (0,6355) Fpss 6,7380*** (0,0003) WSR – WSR – WSR 1,6899* (0,0939) WSR 3,6623*** (0,0004) WLR – WLR –3,2803*** (0,0014) WLR – WLR –6,9797*** (0,0000)
Ghi chú: L+x và L−x trình bày hệ số bất đối xứng dài hạn, trong đó L+x = −θ+/δ và
L−x = −θ−/δ;
Fpss là thống kê F hiệu chỉnh cho giả thuyết không: Hpss: δ = θ+ = θ− =
0;
WLR và WSR lần lượt là kiểm định thống kê Wald cho giả thuyết đối xứng
ngắn hạn (HSR: ∑qi=0πi+ = ∑qi=0π−i ) và dài hạn (HLR: L+x = L−x);
*, **, *** tương ứng là mức ý nghĩa thống kê 10%, 5% và 1%;
adj-R2 là R2 hiệu chỉnh;
Mơ hình A: Mơ hình ARDL đối xứng ngắn hạn và dài hạn, tức mơ hình (3.5); Mơ hình B: Mơ hình NARDL bất đối xứng dài hạn, tức mơ hình (3.12); Mơ hình C: Mơ hình NARDL bất đối xứng ngắn hạn, tức mơ hình (3.11); Mơ hình D: Mơ hình NARDL bất đối xứng ngắn hạn và dài hạn, tức mơ hình
Mặc dù, giá trị SIC (tiêu chuẩn thông tin Schwarz) và DW (tiêu chuẩn Durbin- Watson) trong mơ hình B là nhỏ nhất trong số 4 mơ hình; tuy nhiên, tiêu chuẩn AIC (tiêu chuẩn thông tin Akaike) lại đạt giá trị nhỏ nhất trong mơ hình D. Bên cạnh đó,
giá trị R2 và R2 hiệu chỉnh đều cao nhất trong mơ hình D. Do đó, tác giả lựa chọn mơ
hình D (mơ hình NARDL bất đối xứng cả trong ngắn hạn và dài hạn) để giải thích điều chỉnh lãi suất huy động không kỳ hạn trước các thay đổi của lãi suất chính sách. Kết quả hồi quy mơ hình NARDL bất đối xứng ngắn hạn và dài hạn được trình bày tại Bảng 4.4. Quan sát kết quả từ kiểm định đối xứng ngắn hạn và dài hạn, thống kê F của kiểm định Wald đều bác bỏ giả thuyết không của đối xứng ngắn hạn (HSR: ∑q πi+
i=0 = ∑q πi−
i=0 ) và dài hạn (HLR: L+x = L−x) tại mức ý nghĩa 1%. Do đó, kênh
truyền dẫn từ lãi suất chính sách sang lãi suất huy động khơng kỳ hạn là bất đối xứng cả trong ngắn hạn và dài hạn.
Bảng 4.4 Hồi quy bất đối xứng của lãi suất huy động không kỳ hạn trong
khuôn khổ NARDL bất đối xứng ngắn hạn và dài hạn.
Biến số Hệ số Sai số chuẩn Thống kê t [Xác suất]
c 1,40333*** 0,32919 4,26296 [0,0000] yt−1 –0,26948*** 0,06260 –4,30429 [0,0000] xt−1+ 0,06262*** 0,02290 2,73418 [0,0074] xt−1− 0,13505*** 0,03271 4,12866 [0,0001] ∆yt−1 0,16861* 0,08659 1,94719 [0,0542] ∆yt−3 0,18005** 0,08518 2,11373 [0,0369] ∆yt−6 –0,33587*** 0,08149 –4,12148 [0,0001] ∆xt−2+ –0,13786*** 0,05197 –2,65254 [0,0092] ∆xt−3+ –0,10853** 0,05243 –2,06972 [0,0410] ∆xt− 0,34664*** 0,10266 3,37641 [0,0010]
Ghi chú: *, **, *** tương ứng là mức ý nghĩa thống kê 10%, 5% và 1%;
Nguồn: Tính tốn của tác giả.
Liên quan mức độ điều chỉnh, các hệ số điều chỉnh dài hạn trong mơ hình D
(L+x và L−x) đều nhỏ hơn 1 và có ý nghĩa thống kê. Cụ thể, theo sau 1% gia tăng của
lãi suất chính sách, lãi suất huy động khơng kỳ hạn của Vietinbank tăng 0,2323%; ngược lại, lãi suất huy động giảm 0,5011% theo sau sự suy giảm 1% của lãi suất chính
sách. Do đó, tác giả đủ cơ sở để khẳng định truyền dẫn lãi suất trong trường hợp lãi suất huy động khơng kỳ hạn là khơng hồn tồn (đầy đủ) trong dài hạn. Mặt khác, tác
giả còn phát hiện hiện tượng cứng nhắc hướng lên (upward rigidity) khi hệ số L+x <
L−x, thể hiện tốc độ điều chỉnh khi lãi suất chính sách tăng thấp hơn khi giảm; ủng hộ
giả thuyết thông đồng giàn xếp giá.
-1.2 -0.8 -0.4 0.0 0.4
Nguồn: Tính tốn của tác giả.
Hình 4.1. Số nhân động tích lũy của lãi suất huy động khơng kỳ hạn.
Các lập luận vừa nêu của tác giả được minh họa trong Hình 4.1. Trong đó, đường nét liền màu đen thể hiện phản ứng của lãi suất huy động khơng kỳ hạn khi lãi suất chính sách tăng; đường nét đứt màu đen là phản ứng khi lãi suất chính sách giảm. Đường nét đứt màu đỏ đậm là chênh lệch của 2 đường phản ứng, cùng dải tin cậy tại