sát Tổng tài sản (tỷ đồng) Tổng cho vay (tỷ đồng) Chỉ số giá tiêu dùng Lãi suất ngắn hạn Tổng sản phẩm quốc dân 2002 6 264588.7 161898.1 83.02876 6.4475 79.70033 2003 13 440289.7 291780.1 85.7022 6.621667 85.55101 2004 22 566645.3 377916.4 92.35195 6.17125 92.21537 2005 31 723899.8 465046.2 100 7.145 100 2006 35 979302.6 570410.6 107.3858 7.63 108.2289 2007 35 1491641 872707.1 116.3029 7.4925 117.3811 2008 39 1793716 1027320 143.1878 12.73042 124.7889 2009 40 2424342 1420690 153.2891 7.91 131.4319 2010 40 3397325 1876656 166.873 11.19375 140.3475 2011 36 3999284 2122042 198.0406 13.9935 148.6074 2012 31 3393197 1875871 216.0509 10.50367 156.0823
Nguồn: tổng hợp từ báo cáo tài chính các ngân hàng trong mẫu nghiên cứu
2 Arellano và Bond (1991) chỉ ra rằng sự phù hợp của các ước lượng GMM phụ thuộc chủ yếu vào giả định rằng khơng có tương quan chuỗi bậc hai trong các số dư được phân rã phương sai.
Dữ liệu đặc trưng ngân hàng được sử dụng trong bài nghiên cứu được tổng hợp từ báo cáo tài chính của 37 ngân hàng thương mại, chủ yếu được niêm yết trên các sàn HOSE, HNX và OTC trong các năm 2002 – 2012. Dữ liệu không bao gồm các Ngân hàng Phát Triển Việt Nam và Ngân hàng Chính sách xã hội là các ngân hàng có đối tượng cho vay chính là các đối tượng ưu tiên của chính phủ, vốn là nhóm các khoản nợ ít bị ảnh hưởng bởi các quyết định chính sách tiền tệ. Số liệu các biến kinh tế vĩ mô được lấy từ các báo cáo của Ngân hàng Thế Giới.
Một số khái niệm được sử dụng trong bài được định nghĩa như sau: Tín dụng ngân hàng được xác định như là tổng tín dụng, có bao gồm nợ xấu. Quy mơ ngân hàng được xác định là tổng tài sản trong bảng cân đối kế tốn. Thanh khoản được tính tốn bao gồm tiền và tương đương tiền, tiền gửi và cho vay các ngân hàng thương mại và Ngân hàng nhà nước, các trái phiếu, thương phiếu và các tài sản tài chính khác và các khoản đầu tư chứng khốn ngắn hạn. Nguồn vốn được định nghĩa như là tổng vốn và các quỹ.
Vì các hạn chế về mặt cơng bố và thu thập số liệu, cũng như khoảng thời gian từ năm 2002 đến năm 2012 là giai đoạn chứng kiến sự phát triển mạnh mẽ của hệ thống ngân hàng khi có hàng loạt ngân hàng mới ra đời trong giai đoạn đầu của thời kỳ nghiên cứu, còn các năm 2011 đến nay lại là thời kỳ chững lại với những dấu hiệu thoái trào khi hàng loạt các ngân hàng đứng trước các yêu cầu cải tổ, sát nhập hoặc rời khỏi ngành. Điển hình là việc hợp nhất ba ngân hàng: Ngân hàng TMCP Sài Gòn (SCB), Ngân hàng TMCP Đệ nhất (Ficombank) và Ngân hàng TMCP Việt Nam Tín Nghĩa trở thành Ngân hàng TMCP Sài gòn (Ngân hàng hợp nhất) vào ngày 01/01/2012; Ngân hàng TMCP Nhà Hà Nội (Habubank) sáp
nhập vào ngân hàng TMCP Sài Gòn – Hà Nội (SHB) vào ngày 28/02/2012. Do đó, dữ liệu được sử dụng trong bài có dạng bảng khơng cân bằng.
Như Verbeek and Nijman (1992) đã chỉ ra, các ước lượng tham số dựa trên bảng khơng cân có thể dẫn tới độ lệch lựa chọn do sự lựa chọn giữa việc quan sát được và mối tương quan giữa các tác động ngẫu nhiên trong mơ hình và trong quá trình lựa chọn. Bài nghiên cứu liên quan chủ yếu đến các hành vi vĩ mô trên tất cả các ngân hàng tại Việt Nam. Do đó, thành phần của ngành ngân hàng khơng nên có tác động chính đến kết quả của bài nghiên cứu, nếu khơng những thay đổi của nó thay đổi đáng kể qua thời gian.
Để chắc chắn rằng điều này không ảnh hưởng đáng kể đến các kết quả thu được trong bài, một phương pháp dùng để giải quyết tình trạng bảng không cân bằng được Verbeek and Nijman (1992) đưa ra bằng cách thực hiện 3 kiểm định: kiểm định LM, kiểm định Quasi-Hausman, và kiểm định thêm biến. Hai kiểm định đầu tiên cần phải sử dụng máy tính. Mặt khác, kiểm định thêm biến đơn giản hơn và dễ dàng áp dụng hơn, hoạt động khá hợp lý trong thực tế, và cho thấy hoạt động hiệu quả. Do đó, kiểm định thêm biến được sử dụng trong bài nghiên cứu này. Tương tự như Matousek và Sarantis (2009), bài nghiên cứu sử dụng ba biến để kiểm tra độ lệch lựa chọn do các ngân hàng gia nhập và rời khỏi ngành trong suốt thời kỳ phân tích. Biến đầu tiên (D1) thể hiện số năm trong mẫu nghiên cứu. Thứ 2, một biến giả, nhận giá trị 1 nếu ngân hàng vắng mặt ít nhất 1 năm trong thời gian nghiên cứu và chúng tơi gọi đó là biến vắng mặt (D2). Biến giả thứ 3 nhận giá trị bằng 1 nếu ngân hàng đó vắng mặt năm trước, giả định rằng đó là năm mà ngân hàng gia nhập vào ngành ngân hàng và chúng tôi gọi là biến giả gia nhập
16 14 12 10 8 6 4 2 0 2002 2003 2004 2005 2006 2007 2008 2009 2010 2011 2012 (D3). Giả thuyết không của kiểm định thêm biến là tất cả các biến được thêm vào đều khơng có ý nghĩa thống kê.
4. Nội dung và các kết quả nghiên cứu 4.1. Kết quả nghiên cứu
Hình 4.1. Diễn biến lãi suất giai đoạn 2002 – 2012 (đơn vị tính: %/năm)
Nguồn số liệu: Ngân hàng Thế Giới
Giai đoạn nghiên cứu bao gồm giai đoạn chính sách tiền tệ ổn định từ năm 2002 đến năm 2006 với lãi suất ngắn hạn ở mức trung bình khoảng 7%/năm, sau đó là một sự thu hẹp chính sách tiền tệ khi vào năm 2008 lãi suất huy động của các ngân hàng thương mại đồng loạt bị đẩy lên cao, trung bình lên đến gần 13%/năm và ngay sau đó là chính sách tiền tệ mở rộng với lãi suất được kéo xuống mức 8%/năm vào năm 2009. Ngay sau đó, lãi suất một lần nữa bị đẩy lên cao liên
tục và lập kỷ lục 14%/năm 2 năm sau đó. Lãi suất hiện đang có xu hướng giảm từ năm 2011 đến nay.
Lãi suất biến động liên tục với biên độ lớn trong vòng năm năm qua là hệ quả của tình trạng kinh tế suy thối kéo dài, kéo theo không chỉ hàng loạt các doanh nghiệp trong nước gặp khó khăn (theo Báo cáo thường niên doanh nghiệp Việt Nam 2012 do Phòng Thương mại và Công nghiệp Việt Nam (VCCI), trong năm 2012 đã có hơn 58,000 doanh nghiệp phá sản), mà hệ thống ngân hàng thương mại cũng gặp khơng ít khó khăn do khách hàng gặp tình hình tài chính khơng tốt (theo số liệu thống kê từ Ngân hàng nhà nước Việt Nam, tỷ lệ lợi nhuận trên tổng tài sản (ROA) của toàn hệ thống ngân hàng vào thời điểm 30/06/2013 đã giảm xuống còn 0.23 so với 0.39 vào thời điểm 30/06/2012, tức một năm sau đó).
Bảng 4.1. Phương trình (3.1) sử dụng biến Quy mơ (Size)
Mẫu (hiệu chỉnh): 2005 - 2012 Số thời kỳ: 8
Số ngân hàng: 37 Tổng số quan sát: 208
Variable Coefficient Std. Error t-Statistic Prob.
LOAN(-1) 0.001958 0.010647 0.183914 0.8543 RATE -0.006952 0.000986 -7.048497 0.0000 CPI -0.004669 0.000290 -16.09850 0.0000 GDP 0.060205 0.002143 28.09142 0.0000 SIZE -0.089888 0.006078 -14.79026 0.0000 SIZE*RATE 0.009349 0.000905 10.33520 0.0000 Sargan test: 0.24174
Arellano-Bond test: 0.0488
Vì vậy, việc nghiên cứu kênh tín dụng trong giai đoạn này có lợi thế rất lớn vì nó giúp chúng ta quan sát được phản ứng của hệ thống các ngân hàng thương mại trước các thay đổi trong chính sách tiền tệ cả trong giai đoạn mở rộng và thu hẹp tiền tệ.
Các ước lượng được trình bày trong Bảng 4.1 đến Bảng 4.7. Trong quá trình lựa chọn độ trễ cho các biến trong phương trình (3.1), nhiều độ trễ khác nhau đã được thử nghiệm cho các biến độc lập và biến phụ thuộc, nhưng các thí nghiệm chỉ ra rằng độ trễ dài hơn khơng ý nghĩa thống kê. Vì vậy bài nghiên cứu sử dụng độ trễ bằng 1 cho biến phụ thuộc và không sử dụng độ trễ (độ trễ bằng 0) cho các biến độc lập, ngụ ý rằng tăng trưởng tín dụng sẽ bị ảnh hưởng bởi tăng trưởng tín dụng năm trước và bởi các đặc điểm kinh tế cũng như các đặc điểm riêng biệt của từng ngân hàng nói riêng trong năm nghiên cứu.
Bảng 4.2. Phương trình (3.1) sử dụng biến Thanh khoản (Liq)
Mẫu (hiệu chỉnh): 2005 - 2012 Số thời kỳ: 8
Số ngân hàng: 37 Tổng số quan sát: 208
Variable Coefficient Std. Error t-Statistic Prob.
LOAN(-1) 0.030100 0.005236 5.749208 0.0000 RATE 0.000582 0.000532 1.093965 0.2753 CPI -0.007430 0.000124 -59.73349 0.0000 GDP 0.050093 0.000961 52.10085 0.0000 LIQ 0.045331 0.021929 2.067112 0.0400 LIQ*RATE 0.026867 0.006547 4.103585 0.0001
Sargan test: 0.25183
Arellano-Bond test: 0.0017
Với các đặc tính ngân hàng, bài nghiên cứu tiến hành ước lượng mơ hình với mỗi đặc tính riêng biệt (Bảng 4.1 đến Bảng 4.3), sau đó là với các cặp đặc tính có thể (Bảng 4.4 đến Bảng 4.6), và cuối cùng là ước lượng với ba đặc tính cùng lúc (Bảng 4.7).3 Trong mỗi hồi quy đều sử dụng tất cả các biến giải thích vào thời điểm t-1 như là các biến công cụ. Kiểm định Sargan cho thấy rằng các hạn chế kiểm định vượt mức (hoặc các điều kiện trực giao) không thể bị bác bỏ, do đó hỗ trợ giá trị của các biến công cụ được chọn. Kiểm định Arellano and Bond cũng bác bỏ sự tồn tại của tương quan chuỗi có ý nghĩa trong mẫu, do đó ngụ ý rằng các ước lượng GMM là đúng.
Bảng 4.3. Phương trình (3.1) sử dụng biến Mức độ vốn hóa (Cap)
Mẫu (hiệu chỉnh): 2005 - 2012 Số thời kỳ: 8
Số ngân hàng: 37 Tổng số quan sát: 208
3 Đây là kỳ vọng thông thường đối với dữ liệu theo năm. Khi biến trong hồi quy được xác định vào thời điểm Xt-I, biến công cụ sẽ là Xt-i-1.
Variable Coefficient Std. Error t-Statistic Prob.
LOAN(-1) 0.016291 0.009506 1.713694 0.0881 RATE 0.002532 0.000401 6.319477 0.0000 CPI -0.008027 0.000111 -72.42220 0.0000 GDP 0.046947 0.001042 45.07161 0.0000 CAP -0.076925 0.024192 -3.179726 0.0017 CAP*RATE 0.006201 0.006164 1.005962 0.3156
Sargan test: 0.26636
Arellano-Bond test: 0.0240