Tác giả đã khảo sát dữ liệu tại Việt Nam dựa trên mơ hình nghiên cứu của Hing-Hua-Liu (2008). Hiện nay, có rất nhiều bài nghiên cứu về truyền dân lãi suất trên thế giới, tuy nhiên đa phần đều nghiên cứu truyền dẫn từ lãi suất chính sách đến lãi suất huy động và cho vay. Trong khi đó, Hing-Hua-Liu là một trong số ít tác giả chọn nghiên cứu giai đoạn 2 của truyền dẫn lãi suất, tức là truyền dẫn từ lãi suất thị trường đến huy động cho vay. Điều này phù hợp với đề tài tác giả muốn nghiên cứu.
Bài nghiên cứu của Hing-Hua-Liu sử dụng phương pháp Phillips và Loretan để ước lượng mối quan hệ cân bằng dài hạn giữa lãi suất lãi thị trường với lãi suất huy động và cho vay. Phương pháp tiếp cận Phillips và Loretan (1991) có một số ưu điểm so với Engle-Granger OLS (EG-OLS) được sử dụng trong các nghiên cứu trước đó để ước tính mức độ truyền dẫn trong các mối quan hệ cân bằng dài hạn giữa lãi suất lãi thị trường với lãi suất huy động và cho vay.
Thứ nhất, mức độ sai lệch mẫu hữu hạn trong phương pháp Engle- Granger có thể dẫn đển đánh giá thiếu chính xác về hiệu quả của các cơ chế chính sách tiền tệ và do đó sẽ dẫn đến những tính tốn sai lầm nghiêm trọng. Thứ hai, việc thiếu phân phối chuẩn trong phương pháp Engle-Granger sẽ làm nhiễu ý nghĩa thống kê của các hệ số dài hạn trong một mẫu lớn.
Đồng thời, bằng cách đưa vào phương trình ước lượng biến trễ (xt-k) và biến tới (xt+i), phương pháp xác định mối quan hệ dài hạn giữa lãi suất huy động
và cho vay với lãi suất thị trường với thay đổi ngắn hạn của lãi suất thị trường trong quá khứ, hiện tại, tương lai, và quá trình phản ứng của thị trường với độ lệch khỏi trạng thái cân bằng dài hạn.
Bài nghiên cứu sử dụng mơ hình hồi quy phân phối trễ (Autoregressive Distributed Lag- ARDL) để đo lường hiệu ứng dẫn truyền lãi suất tại Việt Nam, cùng với kiểm định nghiệm đơn vị và đồng liên kết. Để phân tích những thay đổi của lãi suất huy động và cho vay trong ngắn hạn trước những thay đổi của lãi suất thị trường, bài nghiên cứu sử dụng mơ hình hiệu chỉnh sai số ECM triển khai theo cơ chế mơ hình ARDL (p,q) tổng qt.
Ngồi ra, để kiểm định sự tồn tại của sự điều chỉnh bất cân xứng, tác giả sử dụng kiểm định Wald. Với trường hợp điều chỉnh bất cân xứng, có thể chỉ rõ độ trễ điều chỉnh trung bình bất cân xứng của sự dẫn truyền hoàn toàn bằng cách sử dụng độ trễ điều chỉnh trung bình (MAL) của truyền dẫn hoàn tồn trong mơ hình ADL (p,q) tổng quát tương ứng với các tham số trong ECM được tính theo cơng thức của Henry (1995).
3.2.1. Mơ hình thể hiện mối quan hệ cân bằng trong dài hạn của lãi suất thịtrường đến lãi suất huy động, cho vay (Mơ hình 1) trường đến lãi suất huy động, cho vay (Mơ hình 1)
3.2.1.1. Mơ tả biến
Lãi suất thị trường: thị trường ở đây tác giả muốn đề cập là thị trường liên ngân hàng. Theo Paula Antao (2009) lãi suất thị trường được sử dụng là lãi suất liên ngân hàng kỳ hạn 3 tháng và 6 tháng để tìm hiểu sự truyền dẫn từ lãi suất thị trường sang lãi suất tiền gửi ở nhiều kỳ hạn khác nhau. Tác giả lấy lãi suất liên ngân hàng làm đại diện cho biến lãi suất thị trường. Các kỳ hạn được xem xét gồm lãi suất liên ngân hàng qua đêm, 1 tuần, 2 tuần, 1 tháng, 3 tháng, 6 tháng, 12 tháng. Lãi suất liên ngân hàng theo kỳ hạn 1 tháng, tác giả lấy theo thời điểm lãi suất ngày cuối cùng của tháng đó. Tương tự cho các kỳ hạn khác.
Lãi suất huy động : là tỷ lệ giữa số tiền lãi với số vốn huy động. Được lấy theo tháng. Lãi suất huy động và cho vay bình quân năm được tính theo phương pháp bình quân số học giản đơn.
Lãi suất cho vay : là tỷ lệ giữa số tiền lãi và số tiền cho vay. Được lấy theo tháng. Lãi suất huy động và cho vay bình quân năm được tính theo phương pháp bình qn số học giản đơn.
Trái phiếu chính phủ: trái phiếu chính phủ các kỳ hạn dài (2, 3,5 năm) và cũng được thu thập vào cuối mỗi tháng.
3.2.1.2. Mơ hình:
- Mối quan hệ cân bằng dài hạn giữa lãi suất lãi suất thị trường với lãi suất huy động và cho vay được giải thích qua mơ hình:
yt =α0 + α1xt + εt (1)
Trong đó, yt là lãi suất tiền gửi hoặc lãi suất cho vay. xt đại diện cho lãi suất thị trường tương ứng hoặc lãi suất thị trường liên NH, εt là phần sai số. α0 và α1 là các tham số trong mối quan hệ cân bằng. Các chuỗi dữ liệu lãi suất được kỳ vọng là tổ hợp I (1) và sai số là chuỗi dừng I (0). Hệ số α1 đo lường mức độ truyền dẫn dài hạn. Nếu α1 =1 gọi là truyền dẫn hoàn tồn, α1 < 1 gọi là truyền dẫn khơng hồn tồn và nếu α1 > 1 gọi là truyền dẫn quá mức.
Tuy nhiên, để khắc phục hạn chế của mơ hình Engle - Granger (nhiều thông số hồi quy bị lệch), phương pháp Phillips và Loretan được áp dụng bằng cách hồi quy đồng thời 2 phương trình:
(1a) yt = α0 + α1xt + u1t (1b) xt = xt-1 + u2t
Phương trình (1a): Giả sử y và x có mối quan hệ dài hạn. Phương trình (1b): Lấy biến x hồi quy chính nó trong q khứ.
Hing-Hua-Liu (2008) đã đề nghị áp dụng phương pháp Phillips và Loretan (1991) khi đưa vào phương trình ước lượng biến trễ (xt-k) và biến tới (xt+i). Ước lượng ngụ ý mối quan hệ động phi tuyến.
Phƣơng trình (1c)
: yt = α0 + α1xt + Ʃk d1k(yt-k – α0 – α1xt-k Li=-1d2
i
Δxt-i i+ v1t
Trong đó:
- α1: là hệ số đo lường mức độ truyền dẫn trong dài hạn giữa lãi suất thị trường và lãi suất huy động và cho vay.
- d1k: là hệ số đo lường tốc độ điều chỉnh về mức lãi suất cân bằng dài hạn trễ k kỳ.
Phương trình (1c) đã được bổ sung các yếu tố mô phỏng mối quan hệ cân bằng giữa lãi suất thị trường và lãi suất huy động và cho vay với những thay đổi động của lãi suất thị trường trong quá khứ, hiện tại và tương lai. Quá trình này cho biết phản ứng của thị trường đối với chênh lệch trong quá khứ của lãi suất khỏi vị trí cân bằng dài hạn.
3.2.2. Mơ hình hiệu chỉnh sai số ECM thể hiện mối quan hệ ngắn hạn giữa lãi suất thị trường và lãi suất huy động, cho vay (Mơ hình 2)
3.2.2.1. Mơ tả biến:
Như mơ hình 1
3.2.2.2. Mơ hình:
Để phân tích những thay đổi của lãi suất huy động, cho vay trong ngắn hạn đáp ứng lại với những thay đổi của lãi suất thị trường, tác giả đã sử dụng mơ hình hiệu chỉnh sai số ECM có dạng tổng quát như sau:
Δyt = β0Δxt + δ (yt-1 – α0 – α1xt-1) + Ʃq βiΔxt-i p
i=1γi Δyt-i+ vt
k=1 ) +
Ʃ
Tong đó:
- εt-1 = (yt-1 – α0 – α1xt-1) (bắt buộc trễ 1 kì để tránh hiện tượng nội sinh): mô tả mất cân bằng tại thời điểm (t-1) và đây là giá trị phần dư của quan hệ cân bằng thể hiện trong phương trình thể hiện mối quan hệ dài hạn.
- β0 : đo lường mức độ truyền dẫn ngắn hạn giữa lãi suất thị trường và lãi suất huy động, cho vay.
- δ : là tốc độ điều chỉnh trong ngắn hạn khi lãi suất lệch khỏi giá trị cân bằng. Dấu của δ kỳ vọng mang giá trị âm do bản chất quay trở lại trạng thái cân bằng của lãi suất. Trị tuyệt đối của δ càng lớn hàm ý tốc độ điều chỉnh về trạng thái cân bằng càng nhanh.
- βi và γi là các hệ số điều chỉnh động. Phần kiểm soát thể hiện thay đổi của lãi suất huy động, cho vay ở hiện tại được giải thích bởi những thay đổi trong q khứ của chính nó và của lãi suất thị trường.
3.2.3. Mơ hình truyền dẫn bất đối xứng trong ngắn hạn của lãi suất thịtrường đến lãi suất huy động và cho vay trường đến lãi suất huy động và cho vay
3.2.3.1. Mô tả biến
Để kiểm định sự tồn tại của sự điều chỉnh bất đối xứng trong lãi suất huy động và cho vay, tác giả thêm một biến giả λ vào phương trình ở mơ hình 2. Với quy ước λ = 1 nếu lãi suất huy động, cho vay nằm trên mức cân bằng dài hạn (phần dư của mơ hình cân bằng dài hạn εt-1 > 0), và λ = 0 nếu lãi suất huy động, cho vay nằm dưới mức cân bằng dài hạn (phần dư của mơ hình cân bằng dài hạn < 0).
3.2.3.2. Mơ hình
đây:
Δyt = β0Δxt + δ2λ εt-1 + δ3 (1- λ) εt-1 + Ʃq βiΔxt-i p
i=1γi Δyt-i+ ut
Trong đó:
- δ2: thể hiện tốc độ điều chỉnh sai số khi mà lãi suất huy động, cho vay nằm trên giá trị cân bằng của nó.
- δ3: thể hiện tốc độ điều chỉnh sai số khi lãi suất huy động, cho vay nằm dưới mức cân bằng của nó.
MAL+ = (β0 – 1) / δ2 MAL-- = (β0 – 1) / δ3
- MAL+ thể hiện độ trễ điều chỉnh trung bình khi lãi suất huy động, cho vay nằm trên giá trị cân bằng.
- MAL- thể hiện độ trễ điều chỉnh trung bình khi mà lãi suất huy động, cho vay nằm dưới giá trị cân bằng.
CHƢƠNG 4 – KẾT QUẢ NGHIÊN CỨU TẠI VIỆT NAM
4.1.Thực trạng hiện nay:
Nền kinh tế 6 tháng đầu năm 2015 có những tiến triển khả quan, kinh tế vĩ mơ ổn định, năng lực tài chính của hệ thống ngân hàng tăng đáng kể. Việc kiềm chế được lạm phát và xu hướng lạm phát giảm bền vững trong dài hạn là cơ sở để các ngân hàng giảm dần lãi suất huy động và cho vay
Từ năm 2013 đến nay, lãi suất cho vay và huy động của các NHTM đã có sự điều chỉnh giảm tương đối mạnh, từ đỉnh điểm 20-22%/ năm đã giảm xuống khoảng 8% đối với các khoản vay ngắn hạn và 11-12%/ năm đối với các khoảng vay trung, dài hạn, lãi suất huy động dao động còn 4,5-5,3%/năm. Trong giai đoạn 2013 -2015, nhiều ngân hàng đã tập trung đầu tư vào trái phiếu chính phủ. Đầu năm 2015, lãi suất huy động , cho vay có xu hướng tăng nhẹ trở lại. Lý do là tín dụng bị NHNN siết chặt, trong khi nhu cầu vay vốn của doanh nghiệp tăng lên vì vậy dẫn đến lãi suất tăng. Đến cuối năm 2015, tín dụng có xu hướng tăng cao do nhu cầu phục vụ sản xuất kinh doanh dịp cuối năm, các ngân hàng phải cạnh tranh gay gắt để tìm kiếm khách hàng, vì vậy lãi suất giảm trở lại.
Trong ngắn hạn, sự biến động của lãi suất liên ngân hàng ảnh hưởng rất ít đến lãi suất huy động và cho vay. Chính vì vậy 6 tháng đầu năm 2015, những thay đổi của lãi suất huy động, cho vay của các NHTM phụ thuộc vào các yếu tố khác như tăng trưởng tín dụng, sự cạnh tranh, chu kỳ kinh doanh của nền kinh tế...khơng hồn phụ thuộc vào sự thay đổi của lãi suất liên ngân hàng.
Trong khi lãi suất liên ngân hàng biến động mạnh liên tục thì lãi suất huy động và cho vay vẫn chậm thay đổi. Sự truyền dẫn trong ngắn hạn có độ trễ nhất định. Dựa vào 2 biểu đồ sau ta thấy sự truyền dẫn từ lãi suất thị trường đến huy động và cho vay hiện nay là rất yếu.
30
Tuy sự truyển dẫn từ lãi suất thị trƣờng đến huy động và cho vay trong ngắn hạn rất yếu. Nhƣng trong dài hạn, từ năm 2013 – nay, việc mặt bằng lãi suất có xu hƣớng giảm, tỷ giá ổn định, tăng trƣởng tín dụng dƣơng đã cho thấy những nổ lực của NHNN trong việc thực thi các chính sách tiền tệ, đặc biệt là qua kênh lãi suất.
4.2.Kết quả thực nghiệm:
4.2.1. Thống kê mô tả:
Trên cơ sở dữ liệu thu thập được tác giả đã có được các giá trị thống kê các biến như Hình 4.1 Đồ thị các biến đều cho thấy diễn biến phức tạp – biến động lên xuống theo dạng phi tuyến của các loại lãi suất (cụ thể xem phụ lục). Qua đó có thể thấy rằng lãi suất thị trường và lãi suất huy động, cho vay có xu hướng biến động không tương ứng theo từng thời điểm. Kết quả dẫn đến cùng một thời điểm có thể có sự truyền dẫn chậm, khơng hồn tồn từ lãi suất thị trường đến lãi suất huy động và cho vay, tác động truyền dẫn chỉ thể hiện rõ trong dài hạn
Observations Sum Sq.Dev. Sum Probability Minimum Maximum Median Mean 135 821.5784 1259.190 0.000000 4.270000 20.64000 9.000000 9.327333 LS12 135 1593.506 1089.355 0.000841 2.600000 17.44000 7.360000 8.069296 LS1T 135 1301.137 1172.015 0.008502 3.680000 16.58000 8.020000 8.681593 LS3T 135 1078.662 1191.930 0.010842 3.480000 17.04000 8.280000 8.829111 LS6T 135 1071.309 1601.770 0.000000 8.040000 20.25000 11.18000 11.86496 LSCV1N 135 1211.663 1185.790 0.000002 4.920000 17.16000 7.650000 8.783630 LSHD1N 135 1609.908 841.0650 0.001068 1.050000 16.70000 6.040000 6.230111 LSQD B ản g 2: K ết q uả th ốn g kê m ô tả cá 31
32
4.2.2 Ƣớc lƣợng cân bằng truyền dẫn lãi suất huy động, cho vay trong dài hạn:
Kết quả tổng hợp về kiểm định tính dừng ADF và Phillips Perron cho thấy đa phần các chuỗi dữ liệu lãi suất đều dừng ở sai phân bậc 1 với các mức ý nghĩa 1,5, 10% và đều có độ trễ là tối ưu là 2.
Bảng 3: Kiểm định tính dừng
Biến
Kiểm định nghiệm Kiểm định nghiệm đơn vị
Kết luận đơn vị Dickey- Fuller bậc 0 đơn vị Dickey- Fuller bậc
1
T- statistic P- value T- statistic P- value
LSCV1N -3.099059 0.0290 Dừng bậc 0 LSHD1N -2.771978 0.0651 Dừng bậc 0 LSQĐ -2.492163 0.1196 -9.183499 0.0000 Dừng bậc 1 LS1T -1.711198 0.4233 -71.04292 0.0001 Dừng bậc 1 LS3T -1.815788 0.3716 -12.46887 0.0000 Dừng bậc 1 LS6T -1.939881 0.3133 -9.516865 0.0001 Dừng bậc 1 LS12T -1.863651 0.3486 -13.5841 0.0000 Dừng bậc 1 TPCP -2.835595 0.056 -9.942655 0.0000 Dừng bậc 1
Kiểm định ADF cho thấy chuỗi dữ liệu LSCV1N và LSHD1N dừng ở bậc 0, trong khi đó LSQD, LS1T, LS3T, LS6T, LS12T, TPCP đều dừng ở bậc 1. Như vậy để xử lý dữ liệu ta sẽ lấy sai phân đối với những biến dừng ở bậc 1 và giữ nguyên những biến dừng ở bậc O. Kết quả xử lý như sau:
Bảng 4: Xử lí các chuỗi biến
Biến Kết luận Xử lí Ký hiệu mới
LSCV1N Dừng bậc 0 giữ nguyên LSCV1N
LSHD1N Dừng bậc 0 giữ nguyên LSHD1N
LSQĐ Dừng bậc 1 lấy sai phân d(LSQĐ)
LS1T Dừng bậc 1 lấy sai phân d(LS1T)
LS3T Dừng bậc 1 lấy sai phân d(LS3T)
LS6T Dừng bậc 1 lấy sai phân d(LS6T)
LS12T Dừng bậc 1 lấy sai phân d(LS12T)
TPCP Dừng bậc 1 lấy sai phân d(TPCP)
Nguồn tính tốn của tác giả. Tác giả tiếp tục sử dụng kiểm định đồng liên kết Johansen với giả thuyết H0 : “None” nghĩa là không tồn tại đồng liên kết, ngược lại “At most 1” nghĩa là có một
mối quan hệ động liên kết.. Để quyết định bác bỏ hay chấp nhận giả thuyết H0, ta so sánh giá trị “ Trace Statistic” hoặc “Max - Eigen Statistic” với “Critical value” ở mức ý nghĩa nhất định.
Nếu Trace Statistic hoặc Max - Eigen Statistic < Critical value, ta chấp nhận giả thuyết H0.
Nếu Trace Statistic hoặc Max - Eigen Statistic > Critical value, ta bác bỏ giả thuyết H0.
Kết quả cho thấy các cặp chuỗi đều tồn tại quan hệ đồng liên kết dạng phi tuyến, do vậy thích hợp cho việc xem xét tiếp các mối quan hệ cân bằng truyền dẫn dài hạn.
Bảng 5: Kết quả kiểm định đồng liên kết giữa các biến LSQD, LS1T, LS3T
liên kết No. of CE(s) Critical
Nguồn tính tốn của tác giả
Kiểm định đồng Hypothesized Eigenvalue Trace Prob.** Statistic Value LSHD None At most 1 * 0.073866 0.039256 15.18192 5.206213 15.49471 3.841466 0.0557 0.0225 LSQD LSCV None * 0.118822 21.27200 15.49471 0.0060 At most 1 * 0.036454 4.827529 3.841466 0.0280 LSHD