2.2 Ảnh hưởng của công cụ lãi suất đến hoạt động tín dụng của các ngân
2.2.2 Ứng dụng mơ hình hồi quy nghiên cứu về ảnh hưởng của công cụ lãi suất
suất đến hoạt động tín dụng của các Ngân hàng Thương mại Cổ phần Việt Nam giai đoạn 2006 - 2012
2.2.2.1 Mơ hình hồi quy nghiên cứu ảnh hưởng của công cụ lãi suất đến hoạt động tín dụng ngân hàng
Luận văn sử dụng mơ hình kinh tế được sử dụng trong bài nghiên cứu về “Hệ thống tài chính và vai trị của ngân hàng trong truyền dẫn chính sách tiền tệ ở khu vực Euro” của Ehrmann, 2001.
∑ ∑ ∑ ∑ ∑ ∑ ( )
∑
Mơ hình nghiên cứu mối quan hệ giữa biến phụ thuộc là “Dư nợ tín dụng” với các biến độc lập bao gồm: các biến vĩ mô như “lãi suất cơ bản”, “GDP thực” và “tỷ lệ lạm phát”; các biến thuộc đặc điểm ngân hàng như “thanh khoản”, “quy mô”, và “vốn”; và các biến kết hợp giữa các biến vĩ mô và các biến đặc điểm ngân hàng.
là dư nợ tín dụng của ngân hàng i tại năm t. Tốc độ tăng trưởng tín dụng kỳ trước được đánh giá là có tác động đến tốc độ tăng trưởng tín dụng kỳ này.
là chênh lệch lãi suất cơ bản tại năm t so với năm trước. Lãi suất được sử
dụng như là thước đo của CSTT. Lãi suất tăng làm chi phí sử dụng vốn của các doanh nghiệp tăng, khi đó cầu tín dụng sẽ giảm. Lãi suất tăng đồng thời làm chi phí huy động vốn của các NHTM tăng, sụt giảm mạnh lượng tiền gửi, ngân hàng sẽ gặp khó khăn thanh khoản, khi đó các ngân hàng sẽ có xu hướng giảm nguồn cung tín dụng để bảo vệ thanh khoản.
là tốc độ tăng trưởng GDP thực tại t. GDP thể hiện lực cầu tín
dụng của nền kinh tế, khi GDP có tốc độ tăng trưởng cao thì cầu tín dụng cũng sẽ tăng cao.
là tỷ lệ lạm phát tại năm t. Lạm phát cao sẽ làm lãi suất có xu hướng
tăng, vì vậy tác động đến nguồn cung tín dụng.
là đặc điểm ngân hàng i tại năm t, bao gồm các đặc điểm về thanh khoản,
quy mô và vốn. Ngân hàng nhỏ, tính thanh khoản kém, vốn yếu thì gặp nhiều khó khăn hơn khi cố gắng giảm thiểu tác động của CSTT bao gồm cả việc tụt giảm tiền gửi huy động. Vì vậy, các ngân hàng này phản ứng mạnh mẽ hơn khi CSTT thay đổi so với một ngân hàng có đặc tính tốt hơn.
l là độ trễ tác động của các biến độc lập lên biến phụ thuộc. Trong nghiên
cứu này chúng ta xem xét tác động của CSTT lên nguồn cung tín dụng với độ trễ là 1 năm.
Giả định của nghiên cứu này là tất cả các ngân hàng đối mặt với nhu cầu vay vốn
đồng nhất. Việc xác định sự thay đổi nguồn cung tín dụng có thể được xác định với phương trình trên bởi vì sự thay đổi lãi suất tác động lên các ngân hàng với những đặc điểm khác nhau sẽ tạo ra phản ứng khác nhau về nguồn cung tín dụng của các ngân hàng này.
Mơ hình trên được ước tính với tất cả ba đặc điểm ngân hàng (đặc điểm thanh khoản, đặc điểm quy mô, và đặc điểm vốn) cùng một lúc và với các kết hợp giữa ba đặc điểm này với các biến vĩ mô (lãi suất cơ bản, GDP thực, và tỷ lệ lạm phát) một cách lần lượt.
2.2.2.2 Thu thập và xử lý số liệu
Số liệu được thu thập từ các trang thông tin điện tử của NHNN, Cục Thống kê, các ngân hàng TMCP, các trang website chứng khoản CafeF, Vietstock, cophieu68. Số liệu được lấy theo từng chỉ tiêu và khoảng thời gian của từng ngân hàng cần nghiên cứu. Số liệu được tổng hợp, phân loại và tính tốn bằng phần mềm Excel để được các chỉ tiêu cần thiết như: tình hình tăng trưởng GDP thực, tình hình thay đổi lãi suất cơ bản, tình hình lạm phát qua các năm trong giai đoạn 2006 – 2012; dư nợ tín dụng, đặc điểm thanh khoản, đặc điểm quy mô, đặc điểm vốn của từng ngân hàng và tổng hợp tất cả các ngân hàng.
Đến ngày 31/12/2012, ngân hàng TMCP có 38 ngân hàng, nhưng do số liệu của một số ngân hàng khơng có trong giai đoạn cần nghiên cứu do chưa thành lập và hoạt động. Vì vậy, số liệu chỉ lấy từ 31 ngân hàng TMCP đủ điều kiện. Danh sách 31 ngân hàng TMCP được trình bày tại phụ lục 2.
Cách xử lý số liệu cho các biến đưa vào mơ hình như sau:
Số liệu cho biến “Dư nợ tín dụng” được lấy theo từng năm, ở chỉ tiêu “Cho vay
khách hàng” trong mục “A – Tài sản” trên bảng cân đối kế tốn. Biến “Dư nợ tín dụng” được lấy log trong mơ hình. thể hiện dư nợ tín dụng của ngân hàng i tại năm t; thể hiện dư nợ tín dụng của ngân hàng i tại năm t-j. thể hiện chênh
lệch dư nợ tín dụng của ngân hàng i tại năm t so với năm trước đó. Số liệu dư nợ tín dụng của 31 ngân hàng TMCP trong giai đoạn 2006 – 2012 được trình bày tại phụ lục 7.
Số liệu cho biến “Lãi suất cơ bản” được lấy theo từng năm trong mục “lãi suất cơ
bản” qua các năm của trang thông tin điện tử NHNN. thể hiện chênh lệch lãi suất cơ bản năm t so với năm trước. Số liệu lãi suất cơ bản trong giai đoạn 2006 – 2012 được trình bày tại phụ lục 3.
Biến “GDP thực” được lấy theo từng năm trên trang thông tin điện tử Cục Thống
kê, theo giá so sánh 1994. GDP thực được lấy log trong mơ hình. Số liệu GDP thực giai đoạn 2006 – 2012 được trình bày tại phụ lục 4.
Số liệu cho biến “tỷ lệ lạm phát” được lấy từ chỉ tiêu “chỉ số giá tiêu dùng” theo
từng năm trên trang thông tin điện tử Cục Thống kê. Số liệu chỉ số giá tiêu dùng giai đoạn 2006 – 2012 được trình bày tại phục lục 5.
Ba biến thể hiện đặc điểm của ngân hàng được tính theo cơng thức sau:
Trong đó:
Tài sản ngắn hạn = Tiền mặt, vàng bạc, đá quý + Tiền gửi tại NHNN + Tiền gửi tại các TCTD khác và các TCTD khác + Chứng khoán kinh doanh.
Các chỉ tiêu trên được lấy theo năm từ bảng cân đối kế toán của từng ngân hàng. Số liệu của từng biến được trình bày tại phụ lục 6, 8 và 9.
Tham số “l” là độ trễ của biến độc lập, ở đây “l” bằng 1, tức độ trễ là một năm. Số liệu các biến kết hợp như: “Thanh khoản.Lãi suất cơ bản”, “Thanh khoản.GDP”,
“Thanh khoản.Lạm phát”, “Vốn.Lãi suất cơ bản”, “Vốn.GDP”, “Vốn.Lạm phát”, “Quy mô. Lãi suất cơ bản”, “Quy mô.GDP”, và “Quy mơ.Lạm phát” được tính bằng tích giá trị của các biến thành phần.
Cuối cùng, số liệu sau khi được tổng hợp được đưa vào chạy hồi quy tuyến tính đa biến bằng phần mềm phân tích hồi quy SPSS.
2.2.2.3 Kết quả hồi quy
Đánh giá sự phù hợp của mơ hình:
Model Summaryb
Model R R Square
Adjusted R Square
Std. Error of
the Estimate Durbin-Watson
1 .739a .546 .493 .0901629 1.821
Predictors: (Constant), Quy mo.Lam phat, Quy mo, Thanh khoan, Du no tin
dung ky truoc, Von, Von.Lai suat, Thanh khoan.lai suat co ban, Quy mo.Lai suat, GDP, Von.Lamphat, Thanh khoan.Lam phat, Thanh khoan.GDP, Von.GDP, Quy mo.GDP, Lam phat, Lai suat co ban
Dependent Variable: Du no tin dung
R2 (R square) cho kết quả là .546 cho thấy mơ hình hồi quy tuyến tính xây dựng phù
hợp với tập dữ liệu đến mức 54,6%. Hay 54,6% sự thay đổi của “Dư nợ tín dụng” có thể được giải thích bởi sự thay đổi của của các biến giải thích (Predictors) như trên. Như vậy, mơ hình được đánh giá là phù hợp để nghiên cứu và cho kết quả tương đối cao.
R2 điều chỉnh (Adjusted R square) cho kết quả là .493 nhỏ hơn R2 được sử dụng để phản ánh sát hơn mức độ phù hợp của mơ hình vì nó khơng thổi phồng mức độ phù hợp của mơ hình.
Thơng qua đánh giá chỉ số R2, tác giả thấy rằng việc áp dụng mơ hình kinh tế tiền gửi và cho vay tương đối phù hợp tại Việt Nam, cũng như việc thu thập dữ liệu mẫu tương đối đầy đủ, thời gian nghiên cứu tương đối dài để phản ánh mối quan hệ giữa CSTT và nguồn cung tín dụng.
Kiểm định độ phù hợp của mơ hình bằng kiểm định F:
ANOVAb
Model Sum of Squares df Mean Square F Sig.
1 Regression 1.350 16 .084 10.376 .000a
Residual 1.122 138 .008
Total 2.472 154
Predictors: (Constant), Quy mo.Lam phat, Quy mo, Thanh khoan, Du no tin dung ky
truoc, Von, Von.Lai suat, Thanh khoan.lai suat co ban, Quy mo.Lai suat, GDP, Von.Lamphat, Thanh khoan.Lam phat, Thanh khoan.GDP, Von.GDP, Quy mo.GDP, Lam phat, Lai suat co ban
Dependent Variable: Du no tin dung
Kiểm định F sử dụng trong bảng phân tích phương sai là một phép kiểm định giả thuyết về độ phù hợp của mơ hình hồi quy tuyến tính tổng thể. Kiểm định xem biến phụ thuộc có mối quan hệ tuyến tính với tồn bộ tập hợp các biến độc lập hay không. Giả thuyết Ho là β1=β2=β3=…=β16=0.
Trị thống kê F được tính từ giá trị R quare của mơ hình đầy đủ, ta thấy giá trị sig. rất nhỏ là .000a cho thấy sẽ an toàn khi bác bỏ giả thuyết Ho cho rằng tất cả các hệ số hồi quy bằng 0 (ngoại trừ hằng số). Như vậy, mơ hình hồi quy tuyến tính xây dựng ban đầu là phù hợp với tập dữ liệu và có thể sử dụng được.
Hệ số hồi quy riêng phần trong mơ hình: Model Unstandardized Coefficients Standardized Coefficients t Sig. B Std. Error Beta 1 (Constant) -6.226 .808 -7.703 .000
Du no tin dung ky truoc -.045 .056 -.062 -.799 .426 Lai suat co ban -25.213 4.574 -18.258 -5.513 .000
GDP 3.080 5.006 .569 .615 .539
Lam phat 45.457 6.508 20.020 6.985 .000
Thanh khoan 1.440 .490 1.264 2.936 .004
Von .906 .722 .593 1.255 .212
Quy mo .440 .055 1.861 7.987 .000
Thanh khoan.lai suat co
ban 3.794 1.606 .822 2.362 .020
Thanh khoan.GDP -12.486 12.302 -1.182 -1.015 .312 Thanh khoan.Lam phat -.561 5.977 -.099 -.094 .925
Von.Lai suat 4.810 2.677 .556 1.797 .075
Von.GDP 16.908 17.464 1.018 .968 .335
Von.Lamphat -18.212 8.561 -1.923 -2.127 .035
Quy mo.Lai suat 1.741 .321 17.011 5.429 .000
Quy mo.GDP -.516 .499 -1.364 -1.035 .302
Quy mo.Lam phat -3.032 .500 -17.909 -6.069 .000
Hệ số hồi quy riêng phần B đo lường sự thay đổi (%) của biến phụ thuộc (dư nợ tín dụng) khi một biến độc lập thay đổi 1%, trong khi các biến độc lập cịn lại khơng đổi.
Các hệ số hồi quy riêng phần của tổng thể cũng được thực hiện kiểm định giả thuyết H0: βi=0, các biến có giá trị sig. nhỏ hơn .100 thì biến đó có ý nghĩa trong mơ hình, giá trị sig. lớn hơn .100 thì biến đó khơng có ý nghĩa trong mơ hình.
Bảng trên cho thấy các biến độc lập “Lãi suất cơ bản”, “Lạm phát”, “Thanh khoản”, “Quy mơ” có giá trị sig. nhỏ hơn .100 chứng minh các biến này có ý nghĩa trong mơ hình.
Hệ số B của “Lãi suất cơ bản” là -25.213 có ý nghĩa tăng trưởng dư nợ tín dụng tỷ
lệ nghịch với sự thay đổi của lãi suất cơ bản. Lãi suất cơ bản tăng 1% sẽ làm dư nợ tín dụng giảm trung bình 25,213% khi các biến độc lập cịn lại khơng đổi.
Hệ số B của “Lạm phát” là 45.457 có ý nghĩa tăng trưởng dư nợ tín dụng tỷ lệ
thuận với lạm phát. Lạm phát tăng 1% sẽ làm dư nợ tín dụng tăng trung bình 44,457% khi các biến độc lập cịn lại khơng đổi.
Hệ số B của “Thanh khoản” là 1.440 có ý nghĩa tăng trưởng tín dụng tỷ lệ thuận với tính thanh khoản ngân hàng. Thanh khoản tăng 1% sẽ làm dư nợ tín dụng tăng trung bình 1,44% khi các biến độc lập cịn lại khơng đổi.
Hệ số B của “Quy mô” là 0.440 có ý nghĩa tăng trưởng tín dụng tỷ lệ thuận với quy
mô ngân hàng. Quy mô tăng 1% sẽ làm dư nợ tín dụng tăng trung bình 0,44% khi các biến độc lập cịn lại khơng đổi.
2.2.2.3 Đánh giá ảnh hưởng của công cụ lãi suất đến hoạt động tín dụng của các ngân hàng thương mại cổ phần Việt Nam các ngân hàng thương mại cổ phần Việt Nam
Từ tình hình thực tiễn và kết quả chạy mơ hình ở trên đều cho kết quả tồn tại sự ảnh hưởng của cơng cụ lãi suất lên hoạt động tín dụng - dư nợ tín dụng của các ngân hàng TMCP Việt Nam giai đoạn 2006 – 2012. Cụ thể, kết quả nghiên cứu các yếu tố cho thấy:
Thứ nhất, trong các yếu tố kinh tế, các yếu tố “lãi suất cơ bản” và “lạm phát” cho
kết quả tác động rõ ràng lên dư nợ tín dụng. Khi NHNNVN tăng hoặc giảm lãi suất cơ bản, thể hiện CSTT thắt chặt hay nới lỏng làm dư nợ tín dụng của các ngân hàng TMCP giảm hoặc tăng tương ứng với tỷ lệ khoản 25,21%.
Trong thời kỳ CSTT ổn định, mở rộng, tỷ lệ lạm phát và tốc độ tăng trưởng tín dụng đều tăng và ngược lại trong trường hợp CSTT thắt chặt thì tỷ lệ lạm phát và tốc độ tăng trưởng tín dụng đều chậm lại.
Thứ hai, trong các yếu tố thuộc đặc điểm của ngân hàng, yếu tố “vốn” khơng đóng
vai trị quan trọng trong phản ứng của dư nợ tín dụng đối với cơng cụ lãi suất. Trong khi đó, tồn tại tác động của yếu tố “thanh khoản” và “quy mơ” lên dư nợ tín dụng, tuy nhiên với mức ý nghĩa thấp. Các ngân hàng có đặc điểm thanh khoản kém, quy mơ nhỏ thì khó khăn trong việc giảm thiểu tác động của công cụ lãi suất lên danh mục cho vay hơn là các ngân hàng có đặc điểm thanh khoản cao và quy mô lớn. Kết quả này giống với kết quả nhận định ở mục cơ sở lý thuyết 1.3.
2.3 Hạn chế và tồn tại từ tác động của công cụ lãi suất đến hoạt động tín dụng của các ngân hàng thương mại cổ phần Việt Nam dụng của các ngân hàng thương mại cổ phần Việt Nam
Với kết quả phân tích và kiểm tra bằng mơ hình ở trên, có thể thấy được sự tác động của công cụ lãi suất đến hoạt động tín dụng của các ngân hàng TMCP Việt Nam giai đoạn 2006 – 2012. Tuy nhiên, có sự tồn tại những ảnh hưởng tiêu cực từ sự thay đổi công cụ lãi suất đến hoạt động tín dụng của các ngân hàng TMCP Việt Nam, đó là:
Thứ nhất, điều chỉnh giảm lãi vay là một khó khăn cho các ngân hàng TMCP. Với
việc thực thi CSTT thắt chặt của NHNN từ giữa năm 2007 đế năm 2012 (trừ năm 2009) đã phát tín hiệu buộc các ngân hàng TMCP phải thắt chặt tín dụng, giảm lãi suất cho vay. Nhưng nguồn vốn huy động vẫn còn ở mức lãi suất cao, cho nên các ngân hàng TMCP không dễ dàng giảm lãi suất cho vay một cách nhanh chóng.
vẫn còn cao hơn tỷ suất lợi nhuận mà các doanh nghiệp có thể đạt được. Vì vậy, nhu cầu vay vốn khơng tăng cao. Ngoài ra, do thực trạng về độ minh bạch của các doanh nghiệp Việt Nam còn thấp, nên chưa chứng minh được hiệu quả của việc sử dụng vốn và khả năng trả nợ của doanh nghiệp. Hơn nữa, tình hình hoạt động kinh doanh của doanh nghiệp gặp khó khăn dẫn đến doanh nghiệp không đủ điều kiện bảo đảm tiền vay khiến khả năng cấp tín dụng bị hạn chế.
Thứ ba, nợ xấu và rủi ro tiềm ẩn tăng lên. Lãi suất vẫn cịn cao, thắt chặt tín dụng,
giá cả nguyên vật liệu tăng, cùng với tình hình kinh tế khó khăn là gánh nặng đè lên vai các doanh nghiệp. Trong khi nợ mới không vay được, nợ cũ chồng chất khơng có khả năng hồn trả. Chính vì vậy, khả năng thu hồi vốn rất thấp, nợ quá hạn ngày càng gia tăng. Nhiều ngân hàng chỉ thu được một phần số lãi phát sinh, còn vốn gốc chỉ thu được một tỷ lệ không đáng kể. Điều này tác động khơng tốt đến tình hình hoạt động của các ngân hàng, đặc biệt là hoạt động tín dụng, nợ xấu và rủi ro tiềm