Test
Dữ liệu I(0) Sai phân bậc 1 Giá trị thống kê Giá trị thống kê
DI -0.764755 -5.917427***
MI -0.875327 -7.737355***
LI -0.644720 -7.384493***
*,**,*** 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 3
Tại mức ý nghĩa 1%, kết quả kiểm định tính dừng cho thấy các biến không đồng loạt dừng tại dữ liệu gốc. Tuy nhiên, tất cả các biến đã dừng tại sai phân bậc 1. Điều này cho thấy chuỗi lãi suất có giá trị ổn định theo thời gian, có tính lặp lại, tạo điều kiện cho chúng ta tiến hành các bước kiểm định tiếp theo.
4.3.2 Kiểm định quan hệ hồi quy dài hạn:
Kết quả mô h nh kiểm định mối quan hệ dài hạn như sau:
Bảng 4.5: Kết quả kiểm định hệ số quan hệ dài hạn.
Deposit interest rate Giá trị P-value
D0 1.594506*** 0.0000 D1 0.832697*** 0.0000 H0: D1 = 1 36.40155*** 0.0000 Lending rate D0 5.246036*** 0.0000 D1 0.764606*** 0.0000 H0: D1 = 1 54.80580*** 0.0000
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 4
Từ phương tr nh cân bằng dài hạn của mơ hình lãi suất bán lẻ (9), sử dụng kiểm định Wald để kiểm định giả thuyết Ho: D1 = 1, có truyền dẫn hồn toàn từ lãi suất thị trường sang lãi suất bán lẻ. Kết quả ước lượng của các thông số dài hạn trong mô hình lãi suất tiền gửi và lãi suất cho vay tại Việt Nam được liệt kê ở Bảng 4.5.
Với tham số Do, giá trị P-value bằng 0, tại mức ý nghĩa 1%, mơ hình có ý nghĩa thống kê cho thấy có hiệu ứng truyền dẫn lãi suất tồn tại trong cả lãi suất tiền gửi và lãi suất cho vay. Tham số D1 cho chúng ta thấy sự truyền dẫn khơng hồn toàn ở lãi suất tiền gửi và lãi suất cho vay với tỷ lệ truyền dẫn lần lượt là 0.832697 và 0.764606. Kết quả kiểm định cũng cho chúng ta thấy, tại mức ý nghĩa 1%, giả thuyết Ho: D1 = 1 bị bác bỏ hồn tồn ở cả hai mơ h nh, nghĩa là không tồn tại quan hệ truyền dẫn hồn tồn trong cả hai mơ h nh lãi suất tiền gửi và lãi suất cho vay.
Như vậy, lãi suất thị trường biến động đã dẫn đến sự truyền dẫn khơng hồn toàn đến lãi suất bán lẻ ở Việt Nam. Các hệ số có giá trị dương biểu thị mối quan hệ cùng chiều giữa các biến lãi suất, nghĩa là lãi suất thị trường hoặc lãi suất chính sách tăng, lãi suất tiền gửi và lãi suất cho vay cũng tăng theo và ngược lại. Các hệ số truyền dẫn lãi suất bán lẻ đều nhỏ hơn 1, hàm ý khi chi phí tài chính tăng, NHTM khơng chuyển hết tất cả chi phí này cho khách hàng bằng cách tăng lãi suất bán lẻ. Mặt khác, tuy sự truyền dẫn lãi suất bán lẻ khơng hồn tồn nhưng hệ số truyền dẫn đối với lãi suất cho vay trung bình vào khoảng 70-80% và lãi suất tiền gửi trung bình khoảng 80-90% hàm ý rằng hiệu ứng của công cụ lãi suất gần đạt được mức kỳ vọng của ngân hàng nhà nước. Hệ số truyền dẫn lãi suất tiền gửi cao hơn lãi suất cho vay, có thể do hệ thống NHTM Việt Nam, quy mô vốn chủ sở hữu nhỏ, nguồn từ các hoạt động và sản phẩm dịch vụ còn hạn chế, nguồn vốn chủ yếu là từ hoạt động tiền gửi; do đó, các NHTM có xu hướng cạnh tranh mạnh mẽ để huy động tiền gửi bằng cách đưa ra mức lãi suất huy động cao và do đó, tính truyền dẫn trong lãi suất tiền gửi tại các NHTM thường cao hơn so với tính truyền dẫn trong lãi suất cho vay để đáp ứng với những thay đổi lãi suất thị trường. Mặt khác, tính truyền dẫn trong lãi suất cho vay thấp hơn là do còn phụ thuộc vào yếu tố cấu trúc tài chính của NHTM. Tại Việt Nam, t nh trạng nguồn vốn của các NHTM phụ thuộc vào nợ nước ngoài với hợp đồng và lãi suất định trước đã làm cho các NHTM khó khăn và cân nhắc khi quyết định giảm lãi suất cho vay trong nước theo biến động lãi suất thị trường.
Kết quả nghiên cứu này đồng nhất với kết quả nghiên cứu của Sorensen và Werner (2006), Byungchul Yu và cộng sự (2013), Fazal và Salam (2013), Dongyang Di (2014), Nguyễn Thị Ngọc Trang và Nguyễn Hữu Tuấn (2014). Theo Byungchul Yu và cộng sự (2013), nguyên nhân của sự truyền dẫn khơng hồn tồn là do ảnh hưởng của nhiều yếu tố như chi phí thực đơn, chi phí chuyển đổi, cạnh tranh khơng hồn hảo và bất cân xứng thông tin. Theo Dongyang Di (2014), các nguyên nhân ảnh hưởng đến sự truyền dẫn lãi suất là cấu trúc chính trị quốc gia, mơi trường tài chính, chính sách lạm phát, khủng hoảng. Theo Nguyễn Thị Ngọc Trang và Nguyễn Hữu Tuấn (2014), nếu lãi suất thị trường liên ngân hàng có thể đại diện cho chi phí biên nguồn vốn của NHTM th khi chi phí biên tăng ngân hàng khó có thể chuyển tồn bộ chi phí của mình sang người vay.
Theo lý thuyết cổ điển của mơ hình Bertrand, nếu hệ thống ngân hàng là cạnh tranh hồn hảo và thơng tin minh bạch, thì giá cả thị trường cân bằng với chi phí biên. Trong trường hợp này, sự thay đổi giá cả hoàn hảo biểu hiện sự thay đổi chi phí biên, vì thế tỷ lệ thay đổi giá trên tỷ lệ thay đổi chi phí biên là 1, và đây là trường hợp của cơ chế truyền dẫn hồn tồn và cân xứng. Nói một cách khác, nếu thị trường khơng cạnh tranh hồn tồn và có xu hướng độc quyền nhóm, thì tỷ lệ thay đổi giá trên tỷ lệ thay đổi chi phí biên khơng bằng 1. 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 dùng, lý thuyết chia sẻ rủi ro,… (Lowe and Rohling, 1992). Horvath và cộng sự. (2004) lập luận rằng khi có đầy đủ thơng tin, các NHTM phản ứng q mức hoặc dưới mức với việc điều chỉnh chính sách lãi suất, bởi vì ngân hàng có thể thực hiện dưới sự kỳ vọng rằng chi phí của họ sẽ tăng. Điều này xảy ra thường xuyên trong trường hợp ngân hàng vay vốn ngắn hạn sử dụng cho mục đích dài hạn.
Tiếp theo, để xác nhận mối quan hệ dài hạn giữa các lãi suất tiền gửi, cho vay, lãi suất thị trường tiền tệ, tác giả tiến hành kiểm định đồng liên kết.
4.3.3. Kiểm định đồng liên kết:
Dữ liệu của các biến lãi suất tại thị trường Việt Nam chưa dừng đồng loại ở bậc 0 và chỉ đồng loạt dừng ở sai phân bậc 1, để đảm bảo mơ hình hồi quy tránh hiện tượng “hồi quy giả tạo”, chuỗi dữ liệu hồi quy phải đảm bảo tính đồng liên kết. Kiểm định đồng liên kết cho phép đo lường độ mạnh của mối quan hệ liên kết giữa các biến trong dài hạn, hơn nữa cho phép hay không thực hiện hồi quy đồng liên kết để khám phá mối quan hệ giữa các biến.
Sử dụng kiểm định đồng liên kết Johansen trên quan hệ tuyến tính và kiểm định đồng liên kết trên quan hệ phi tuyến được giới thiệu bởi Enders và Siklos (2001) Cointegration and Threshold Adjustment. Tác giả sử dụng đồng thời hai phương pháp tuyến tính và phi tuyến nhằm kiểm tra chéo kết quả nghiên cứu với nhau.
Giả thuyết của kiểm định:
Ho: Không tồn tại đồng liên kết giữa các chuỗi dữ liệu H1: Tồn tại đồng liên kết giữa các chuỗi dữ liệu
Bảng 4.6: Kết quả kiểm tra đồng liên kết Johansen test
Unrestricted Cointegration Rank Test (Trace)
Hypothesized Trace 0.05
No. of CE(s) Eigenvalue Statistic Critical Value Prob.**
None 0.127275 25.70184 29.79707 0.1378
Unrestricted Cointegration Rank Test (Trace)
Hypothesized Trace 0.05
No. of CE(s) Eigenvalue Statistic Critical Value Prob.**
At most 2 * 0.037499 4.395317 3.841466 0.0360
Trace test indicates no cointegration at the 0.05 level * denotes rejection of the hypothesis at the 0.05 level **MacKinnon-Haug-Michelis (1999) p-values
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 5
Kiểm định Johansen cho kết quả chuỗi dữ liệu tồn tại 3 bậc đồng liên kết hay nói cách khác là 3 biến có mối liên hệ liên kết với nhau tại mức ý nghĩa 5%. Điều này đảm bảo mơ hình tránh hiện tượng hồi quy giả tạo trong mô h nh hồi quy. Chuỗi dữ liệu có quan hệ dài hạn.
Bảng 4.7: Kết quả kiểm tra đồng liên kết TAR Kiểm định đồng liên kết TAR Kiểm định đồng liên kết TAR
Ф F Τ
DI 0.275805** 1.572352 (5.559768)** -0.909226
LI 0.244016** 4.435160 (5.964160)** -1.842642
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 6
Bảng 4.8: Kết quả kiểm tra đồng liên kết MTAR Kiểm định đồng liên kết MTAR 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 mô 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