Kiểm định đồng liên kết MTAR
Ф F Τ
DI 0.08159** 1.472598 (5.982717)** -0.895191
LI 2.72259** 5.768849 (6.371787)** -0.79639
** tương ứng với mức ý nghĩa 5%
Nguồn: Kết quả tổng hợp từ Phần mềm EVIEW trên số liệu thu thập với cỡ mẫu gồm 120 quan sát trong giai đoạn từ tháng 1/2005 đến tháng 12/2014 – Phụ lục 7
Kiểm định phi tuyến TAR và MTAR cho kết quả đồng nhất, giá trị Ф và F đều có ý nghĩa ở mức ý nghĩa 5%, như vậy giả thuyết H0 bị bác bỏ. Kết quả này tương tự kết quả Johansen. Điều này nghĩa là, tồn tại mối liên hệ đồng liên kết dài hạn giữa các biến lãi suất trong chuỗi dữ liệu nghiên cứu. Dữ liệu biến chỉ dừng ở sai phân bậc 1, không dừng ở bậc gốc, nhưng chuỗi dữ liệu có tồn tại đồng liên kết trong dài hạn. Điều này cho phép bài nghiên cứu thực hiện hồi quy phân tích.
Kết quả ước lượng của mô h nh TAR, MTAR được liệt kê ở Bảng 4.7 và Bảng 4.8. Trong ước lượng TAR, tại mức ý nghĩa 5%, tồn tại mối liên hệ bất cân xứng ở cả lãi suất tiền gửi và lãi suất cho vay với giá trị ngưỡng lần lượt là - 0.909226 và -1.842642. Kết quả này tương tự trong ước lượng MTAR, tồn tại mối liên hệ bất cân xứng ở cả lãi suất tiền gửi và lãi suất cho vay với giá trị ngưỡng lần lượt là -0.895191 và -0.79639.
Tóm lại, kết quả TAR, MTAR có ý nghĩa thống kê tại mức ý nghĩa 5%, tức là, khi thị trường biến động, sự truyền dẫn từ lãi suất thị trường sang lãi suất tiền gửi và cho vay là khơng hồn tồn, mối liên hệ dài hạn giữa các lãi suất này tồn tại các điểm gãy và bất cân xứng. Mối liên hệ đồng liên kết bất cân xứng giữa lãi suất thị trường và lãi suất bán lẻ đồng nhất với kết quả nghiên cứu của Wang và Lee (2009), Roelands (2012); TS. Nguyễn Khắc Quốc Bảo (2013). Theo Roeland (2012), sự bất cân xứng của truyền dẫn lãi suất xảy ra khi tồn tại các điều kiện ràng buộc về vốn và thanh khoản, những ngân hàng bị giới hạn nguồn vốn th điều chỉnh lãi suất cho vay chậm chạp hơn so với lãi suất chính sách, ngân hàng bị giới hạn vốn sẽ tăng lãi suất cho vay nhiều hơn sau khi hệ số an toàn vốn bị giảm so với những ngân hàng không bị giới hạn. Theo Nguyễn Khắc Quốc Bảo (2013), hiện tượng bất cân xứng trong truyền dẫn lãi suất ở Việt Nam là do điều kiện ràng buộc về vốn và thanh khoản của các NHTM. Ngoài ra, theo giả thuyết thị trường cạnh tranh khơng hồn hảo (Hannan và Berger, 1991 và Neumark và Sharpe, 1992) cho rằng trong thị trường cạnh tranh khơng hồn hảo có thể xảy ra tình trạng thống nhất làm giá giữa các ngân hàng và phản ứng bất lợi của khách hàng. Điều này làm cho việc điều chỉnh lãi suất ở các thị trường này có thể bất cân xứng, từ đó gây nên tính cứng nhắc trong sự điều chỉnh lãi suất.
4.3.4 Kiểm định sự biến động nhiễu m hình hồi quy:
Kết quả nghiên cứu ở phần 4.3.3 đã khẳng định được có mối liên hệ đồng liên kết bất cân xứng trong dài hạn giữa lãi suất thị trường và lãi suất bán lẻ ở Việt Nam. Để có một kết quả ước lượng tốt hơn, sâu hơn, bài nghiên cứu muốn tìm ra tác động có ý nghĩa của các yếu tố kinh tế và tài chính khác vào quá tr nh điều chỉnh của sự truyền dẫn lãi suất, nghĩa là đo lường biến động có điều kiện của phương sai. Để thực hiện giải quyết vấn đề này, tác giả kế thừa phương pháp Wang and Lee (2009), đã thiết lập mơ hình EC-EGARCH (1,1)-M.
Đầu tiên, tác giả thực hiện kiểm định phương sai thay đổi với tiêu chuẩn ARCG GARCG của sai số trong mơ hình của mối quan hệ dài hạn giữa lãi suất bán lẻ và thị trường tiền tệ, mô h nh này được mô tả dưới hàm hồi quy sau:
Kết quả kiểm định tính ARCH GARCH phương sai thay đổi của chuỗi dữ liệu sai số trong mô h nh (9) thể hiện ở Bảng 4.9
Bảng 4.9: Kết quả kiểm định phƣơng sai thay đổi tiêu chu n A CH
Test
Dữ liệu gốc
Giá trị thống kê Khi bình phƣơng
DI 8.145453***
LI 35.64399***
*,**,*** tương ứng với mức ý nghĩa 10%, 5%, 1%
Nguồn: Kết quả tổng hợp từ Phần mềm EVIEW trên số liệu thu thập với cỡ mẫu gồm 120 quan sát trong giai đoạn từ tháng 1/2005 đến tháng 12/2014 – Phụ lục 8.
Kết quả kiểm định tính phương sai thay đổi tiêu chuẩn ARCH chuỗi dữ liệu sai số cho thấy phần dư của mô h nh các biến lãi suất tiền gửi và cho vay đều có ý nghĩa cao ở mức 1%, nghĩa là có hiện tượng phương sai thay đổi. Điều này cho phép tác giả tiếp tục sử dụng mơ h nh EC-EGARCH (1,1)-M để phân tích biến động của phương sai.
4.3.5 Kiểm định m hình EC-EGARCH (1,1)-M bất cân xứng:
Theo kết quả kiểm định ở Bảng 4.7 và 4.8, các biến lãi suất có mối quan hệ đồng liên kết bất cân xứng, từ đó bài nghiên cứu sử dụng mơ hình EC-EGARCH (1,1)-M bất cân xứng để đo lường độ biến động của sai số trong mơ hình thị trường
Nelson (1991) của lãi suất tiền gửi và cho vay ở Việt Nam, trong đó (1,1) là độ trễ của mơ hình ARCH, GARCH.
Kết quả ước lượng của mơ hình EC-EGARCH (1,1)-M bất cân xứng được liệt kê ở Bảng 4.10
Bảng 4.10 Kết quả ƣớc lƣợng của mơ hình EC-EGARCH (1,1)-M
DI LI Hệ số Hệ số a0 a1 -0.0405 -0.149 a2 -0.361*** -0.0933 b1 0.432*** 0.360*** b7 0.0435 0.0186 m 0.384*** 0.367*** s -0.06874 0.00784 η1 0.125 0.286*** η2 0.295** 0.101 ω -0.0557455** -0.00799 α -0.122478*** 0.3641561*** γ 0.1492777*** 0.018552 β 1.018932*** 0.874676***
DI LI
Hệ số Hệ số
H0: η1 = η2 7.87*** 6.94***
*,**,*** tương ứng với mức ý nghĩa 10%, 5%, 1%.
Nguồn: Kết quả tổng hợp từ Phần mềm EVIEW trên số liệu thu thập với cỡ mẫu gồm 120 quan sát trong giai đoạn từ tháng 1/2005 đến tháng 12/2014 – Phụ lục 9
Ý nghĩa các tham số trong Bảng 4.10 như sau: Tham số m biểu thị tác động của những thay đổi lãi suất thị trường lên lãi suất bán lẻ. Tham số s biểu thị ảnh hưởng của các biến động của lãi suất về mức lãi suất bán lẻ. Tham số η1 và η2 phản ánh tác động của giới hạn hiệu chỉnh sai số bất cân xứng về lãi suất bán lẻ, và kết quả kiểm tra các thơng số η1 η2 có thể cho chúng ta biết tính cứng nhắc điều chỉnh lãi suất theo giả thuyết thông đồng sắp xếp giá cả hoặc giả thuyết phản ứng bất lợi của khách hàng. Thông số η1 cũng đại diện cho tác động của giới hạn hiệu chỉnh sai số cân xứng với lãi suất bán lẻ. Thông số γ cho thấy sự tồn tại của tác động điều chỉnh bất cân xứng của phương sai có điều kiện của lãi suất.
Kết quả ước lượng thực nghiệm ở Bảng 4.10 cho thấy:
Tham số m: tại mức ý nghĩa 1%, tham số m ở lãi suất tiền gửi và cho vay đều có ý nghĩa thống kê, tác động dương với giá trị lần lượt là 0.384 và 0.367. Điều này cho ta thấy có sự tác động của sự biến động lãi suất thị trường lên lãi suất bán lẻ, biên độ điều chỉnh của lãi suất tiền gửi và cho vay là đồng biến với biên độ điều chỉnh của lãi suất thị trường và tỷ lệ điều chỉnh nhỏ hơn 1.
Tham số s: ở mơ hình lãi suất tiền gửi và cho vay, tham số s đều khơng có ý nghĩa thống kê.
Tham số η1và η2: Kết quả kiểm định giả thuyết H0: η1= η2 cho thấy giả thuyết H0 bị bác bỏ ở cả hai mơ hình lãi suất tiền gửi và cho vay tại mức ý nghĩa 1%. Điều này cho thấy sự điều chỉnh lãi suất trong ngắn hạn là bất cân xứng, tồn tại tính cứng nhắc trong điều chỉnh lãi suất tiền gửi và cho vay ở Việt Nam.
So sánh các giá trị tuyệt đối của η1và η2, ta thấy: ở lãi suất tiền gửi, |η1| < |η2|, điều này chứng tỏ tồn tại tính cứng nhắc trong điều chỉnh giảm ở lãi suất tiền gửi tại Việt Nam; ở lãi suất tiền vay |η1| > |η2|, điều này chứng tỏ tồn tại tính cứng nhắc trong điều chỉnh tăng ở lãi suất tiền vay tại Việt Nam. Theo khung lý thuyết đã đề cập ở chương 2, nhiều nghiên cứu trước cho rằng nguyên nhân gây ra tính cứng nhắc trong việc điều chỉnh lãi suất tiền gửi và tiền vay là bởi v quá tr nh điều chỉnh lãi suất bán lẻ là bất cân xứng. Theo Hannan và Berger (1991) và Neumark và Sharpe (1992), nguồn gốc của sự bất cân xứng này là do sự thông đồng sắp xếp giá cả của các NHTM và phản ứng bất lợi của khách hàng. Kết quả nghiên cứu thực nghiệm tại Việt Nam hỗ trợ cho lý thuyết phản ứng bất lợi của khách hàng của Hannan và Berger (1991) và Neumark và Sharpe (1992). Kết quả tồn tại tính cứng nhắc trong việc điều chỉnh lãi suất bán lẻ cũng được tìm thấy ở các nghiên cứu trước Lim (2001), Sander và Kleimeier (2002), Wang và Lee (2009), Dongyang Di (2014). Tuy nhiên, ở mỗi quốc gia được nghiên cứu của các tác giả cho kết quả khác nhau về việc điều chỉnh giảm hay tăng ở lãi suất bán lẻ. Wang và Lee (2009) tìm thấy tính cứng nhắc trong điều chỉnh tăng lãi suất tiền gửi và điều chỉnh giảm lãi suất cho vay, hỗ trợ cho giả thuyết về sự cấu kết sắp xếp giá cả của các NHTM. Sander và Kleimeier (2002) tìm thấy tính cứng nhắc trong điều chỉnh giảm ở lãi suất cho vay và điều chỉnh tăng ở lãi suất tiền gửi, điều này đã hỗ trợ cho giả thuyết có sự cấu kết sắp xếp giá cả.
Tham số γ: ở lãi suất tiền gửi, giá trị tham số γ là 0.1492777 có ý nghĩa thống kê tại mức ý nghĩa 1%, điều này chứng tỏ tồn tại tác động bất cân xứng của phương sai có điều kiện lên lãi suất tiền gửi của Việt Nam, và sự biến động phương sai có điều kiện của ngày hơm trước sẽ tác động đến sự biến động của ngày hôm sau theo
một quy luật thống kê. Giá trị tham số này lớn hơn 0, chứng tỏ không tồn tại hiệu ứng địn bẩy trong phương sai có điều kiện của biến lãi suất ở Việt Nam, nghĩa là không tồn tại hiện tượng một biến động lớn trong biên độ điều chỉnh của lãi suất bán lẻ sẽ theo sau một biến động nhỏ và ngược lại, hay nói cách khác, biên độ điều chỉnh của lãi suất bán lẻ sẽ lớn hơn khi đối diện với một cú sốc bất lợi hơn là khi đối diện với một cú sốc có lợi. Kết quả thực nghiệm tại Việt Nam khơng đồng nhất hồn toàn với kết quả nghiên cứu của Wang và Lee (2009) tại các nước Châu Á và Mỹ (không nghiên cứu ở Việt Nam). Theo đó, tồn tại tác động bất cân xứng của phương sai có điều kiện ở lãi suất tiền gửi và tiền vay ở HongKong, Hàn Quốc, Singapore, Thái Lan và Đài Loan, và chỉ trong mơ hình lãi suất tiền gửi thì ở Mỹ, Hàn Quốc, Nhật; tồn tại hiệu ứng đòn bẩy trong lãi suất cho vay ở Thái Lan và Hàn
Quốc, và khơng có hiệu ứng địn bẩy ở các nước cịn lại.
4.4 Tóm tắt kết quả thực nghiệm:
Kế thừa nền tảng nghiên cứu của tác giả Wang và Lee (2009), bài viết này sử dụng hai mô hình phi tuyến TAR và MTAR để kiểm định cơ chế truyền dẫn lãi suất từ lãi suất thị trường sang lãi suất bán bẻ và có hay khơng sự tồn tại bất cân xứng của cơ chế này tại Việt Nam. Kết quả nghiên cứu thực nghiệm cho thấy, ở Việt Nam, khi thị trường biến động, với sự điều tiết của chính sách tiền tệ thơng qua công cụ lãi suất, lãi suất thị trường thay đổi nhưng khơng truyền dẫn hồn tồn vào lãi suất tiền gửi và lãi suất cho vay của các NHTM. Trong dài hạn, tồn tại mối liên hệ truyền dẫn bất cân xứng giữa lãi suất thị trường và lãi suất bán lẻ.
Bước nghiên cứu tiếp theo, với sự tồn tại mối liên hệ đồng liên kết trong dài hạn, bài nghiên cứu muốn t m ra tác động có ý nghĩa của các yếu tố kinh tế và tài chính khác vào quá tr nh điều chỉnh của sự truyền dẫn lãi suất, nghĩa là đo lường biến động có điều kiện của phương sai. Bài viết thực hiện kiểm định phương sai thay đổi của nhiễu tiêu chuẩn ARCH GARCH, từ đó thiết lập mơ hình hiệu chỉnh sai số EC-EGARCH (1,1)-M để thực hiện tiếp mục tiêu nghiên cứu. Kết quả nghiên cứu thực nghiệm cho thấy, lãi suất tiền gửi và cho vay điều chỉnh theo những thay
đổi của lãi suất thị trường với hệ số điều chỉnh nhỏ hơn 1, sự điều chỉnh lãi suất trong ngắn hạn là bất cân xứng, đồng thời, tồn tại tính cứng nhắc trong điều chỉnh giảm ở lãi suất tiền gửi và điều chỉnh tăng ở lãi suất tiền vay.
CHƢƠNG 5: KẾT LUẬN 5.1 Những kết luận chính:
Tình hình kinh tế khó khăn của thế giới nói chung và tại Việt Nam nói riêng hiện nay đang đặt ra cho Chính phủ những bài tốn khó và nan giải. Tình hình lạm phát tại Việt Nam đang ở mức thấp nhất trong vòng 10 năm qua, dự báo cả năm 2015 khó qua 2%, nhưng điều nghịch lý là lãi suất không giảm tương ứng mà còn đang ở mức khá cao, bất chấp chủ trương của Chính phủ là hạ thấp mặt bằng lãi suất để hỗ trợ các doanh nghiệp sản xuất kinh doanh. Lãi suất cao như một rào cản với doanh nghiệp, đẩy chi phí doanh nghiệp lên cao, sản phẩm giảm tính cạnh tranh, dẫn đến một loạt các hệ quả như nhập siêu gia tăng, hàng hóa nội địa ứ đọng, ảnh hưởng tăng trưởng nền kinh tế. Mặt khác, nếu mục tiêu hạ lãi suất xuống đạt được thì ảnh hưởng đến chính sách tỷ giá ổn định mà Chính phủ đang cố gắng duy tr … Vậy chính sách lãi suất nào là phù hợp để Chính phủ áp dụng trong bối cảnh nền kinh tế Việt Nam hiện nay, và một khi Chính phủ đã d ng công cụ lãi suất, bên cạnh các công cụ khác thì có phát huy và truyền tải được hết tác dụng của chính sách đến nền kinh tế thị trường trong nước không. Nghiên cứu về mức độ truyền dẫn lãi suất, từ lãi suất chính sách sang lãi suất thị trường, từ lãi suất thị trường sang lãi suất cho vay và huy động của các ngân hàng, có một ý nghĩa vơ c ng quan trọng. Hiểu rõ được cơ chế truyền dẫn lãi suất, Chính phủ sẽ có những động thái, chính sách phù hợp để điều tiết, quản lý nền kinh tế một cách hiệu quả.
Bài nghiên cứu này đã giải quyết được mục tiêu nghiên cứu đề ra về truyền dẫn lãi suất ở Việt Nam, xác định mức độ truyền dẫn và mối quan hệ đồng liên kết cân xứng hay bất cân xứng từ lãi suất thị trường đến lãi suất bán lẻ của các NHTM.
Các kết quả nghiên cứu chính từ phân tích thực nghiệm cho thấy:
(1) Mức độ truyền dẫn khơng hồn tồn từ lãi suất thị trường đến lãi suất huy động và lãi suất cho vay của NHTM.
Nhiều lý thuyết có thể giải thích cho trường hợp này, như lý thuyết lựa chọn theo hướng bất lợi, lý thuyết chi phí chuyển đổi, lý thuyết phi lý của người tiêu d ng, lý thuyết chia sẻ rủi ro,… (Lowe and Rohling, 1992).
Tại Việt Nam, có nhiều nguyên nhân có thể lý giải cho cơ chế truyền dẫn khơng hồn tồn từ lãi suất thị trường đến lãi suất tiền gửi và lãi suất cho vay của các NHTM. Sự truyền dẫn khơng hồn tồn có thể là do tính cứng nhắc trong lãi suất, các NHTM e ngại trong việc điều chỉnh lãi suất bán lẻ theo những thay đổi của lãi suất chính sách và lãi suất thị trường do lo ngại về những bất lợi của chính sách lãi suất mang lại, tồn tại những thỏa thuận ngầm về lãi suất giữa NHTM và khách hàng nhằm đảm bảo yếu tố cạnh tranh. Một trong những nguyên nhân chính gây nên t nh trạng này tại các NHTM là tính minh bạch chính sách tiền tệ. NHTM từ