Để kiểm tra trước đặc tính của dữ liệu, phương sai thay đổi và tự tương quan trong mơ hình, tác giả sử dụng mơ hình hồi quy với hiệu ứng fixed effect. Kết quả cho thấy R2 rất cao (99.18%) tuy nhiên mơ hình bị phương sai thay đổi, do đó đề xuất sử dụng mơ hình GMM là phù hợp (kết quả tóm tắt mơ hình fixed effect trong bảng 3.3 và chi tiết ở phụ lục số 4).
Trước tiên mơ hình GMM được sử dụng với đầy đủ các biến (mơ hình GMM 1)
Bảng 3.3. Kết quả mơ hình GMM 1
Biến Tương quan mong đợi Kết quả mơ hình GMM 1
Δln(loan)i,t-1 + 0.529** Δln(GDP)t + 0.309 Δit - 0.067** Δit-1 - 0.111* SIZEi,t-1 ? 0.241 LIQi,t-1 + 4.293* CAPi,t-1 + 2.86**
Ghi chú: *, **, *** lần lượt có ý nghĩa với mức 1%, 5%, 10%
Với kết quả mơ hình GMM 1 cho thấy hầu hết các biến đều có tác động đến sự truyền dẫn của CSTT qua kênh tín dụng của NHTM tại Việt Nam giai đoạn 2003 – 2012 và mối tương quan đó phù hợp với lý thuyết nền. Tuy nhiên, biến lãi suất đại diện cho CSTT có sự tương tác ngược với khung lý thuyết. Theo lý thuyết khi CSTT thắt chặt (lãi suất điều hành tăng) thì tăng trưởng tín dụng của ngân hàng thương mại sẽ giảm, nhưng qua mơ hình cho thấy
mối tương quan này ngược lại, tuy nhiên hệ số khá nhỏ (0.067 và 0.111). Trong khi đó, mối tương quan của CSTT tác động lên kênh tín dụng của NHTM qua các biến cơng cụ chỉ có LIQ và CAP là cho ý nghĩa thống kê, trong khi đó biến SIZE khơng cho ý nghĩa thống kê. Chứng tỏ quy mô của các NHTM không ảnh hưởng lên nhiều đến sự tác động của CSTT qua kênh tín dụng của NHTM mà các đặc điểm về vốn chủ sở hữu, khả năng thanh khoản lại có tác động mạnh. Một yếu tố khác là biến LLP khi chạy mơ hình GMM trở thành biến cơng cụ và mơ hình GMM đã khơng tính ra giá trị, chứng tỏ các NHTM trong giai đoạn 2003 – 2012 chưa quan tâm đến rủi ro trong q trình tăng trưởng tín dụng trong sự phản ứng với các cú sốc của chính sách tiền tệ.
Để kiểm định tính vững của mơ hình, chúng ta sử dụng kiểm định Arellano-Bond bậc 1 cho thấy có ý nghĩa thống kê, có nghĩa rằng có tự tương quan hay chính là độ trễ của CSTT, điều này phù hợp với khung lý thuyết, và trong mơ hình chúng ta đã sử dụng biến trễ một bậc. Trong khi đó kiểm định Arellano-Bond bậc 2 khơng có ý nghĩa thống kê, do đó chuỗi dữ liệu khơng có độ trễ bậc 2, như vậy mơ hình sử dụng độ trễ bậc 1 hoàn toàn phù hợp. Thêm vào đó để kiểm định tính vững của mơ hình chúng ta sử dụng kiểm định Sargan nhân tố phóng đại khơng cho ý nghĩa thống kế chứng tỏ mơ hình phù hợp. Như vậy, mơ hình được sử dụng là phù hợp và kết quả đáng tin cậy (kiểm định F cho ý nghĩa thống kê cao).
Mơ hình
Mơ hình hồi quy OLS với fixed effect
Mơ hình: GMM 1 Mơ hình: GMM 2 Mơ hình: GMM 3 Biến Giá trị hệ số góc Giá trị kiểm định p Giá trị hệ số góc Giá trị kiểm định p Giá trị hệ số góc Giá trị kiểm định p Giá trị hệ số góc Giá trị kiểm định p Độc lập: Δln(loan)i,t Phụ thuộc Δln(loan)i,t-1 1.1 0.000 0.529 0.024 0.530 0.023 0.887 0.000 Δln(GDP)t-1 -5.7 0.012 0.265 0.393 0.322 0.228 n/a Δit 251361.7 0.739 0.067 0.083 0.074 0.028 0.097 0.010 Δit-1 2536205.0 0.002 0.113 0.007 0.1103 0.0304 0.104 0.003 Δit*SIZEi,t-1 0.0 0.000 0.000 0.711 n/a n/a
Δit-1*SIZEi,t-1 0.0 0.000 0.000 0.243 0.000 0.266 n/a Δit*LIQi,t-1 119741.7 0.937 -0.203 0.013 -0.208 0.009 -0.280 0.003 Δit-1*LIQi,t-1 -1779088.0 0.256 -0.292 0.000 -0.290 0.000 -0.304 0.001 Δit*CAPi,t-1 -965074.1 0.610 -0.205 0.021 -0.216 -0.010 -0.227 0.007 Δit-1*CAPi,t-1 -3731707.0 0.100 -0.073 0.508 -0.068 0.533 n/a SIZEi,t-1 0.3 0.000 0.242 0.319 0.222 0.346 n/a LIQi,t-1 19200000.0 0.361 4.293 0.000 4.332 0.000 5.399 0.000 CAPi,t-1 33300000.0 0.229 2.866 0.048 2.886 0.045 2.405 0.004 LLPi,t-1 118000000.0 0.331 n/a n/a -2.458 0.675
F-test 432.0 0.000 77.850 0.000 89.90 0.000 133.170 0.000
F-test kiểm định phương
sai thay đổi 0.7920
Kiểm định Arellano-Bond bậc 1 0.000 0.000 0.000 Kiểm định Arellano-Bond bậc 2 0.410 0.438 0.597 Kiểm định Sargan nhân tố phóng đại 0.218 0.241 0.690 Kiểm định Sargan khơng tính nhóm 0.436 0.478 0.820 Kiểm định ngoại sinh 0.039 0.036 0.168
Như vậy, tại Việt Nam trong giai đoạn 2003 – 2012 qua mơ hình GMM 1 cho thấy đặc điểm của NHTM có ảnh hưởng đến sự dẫn truyền của CSTT qua kênh tín dụng của NHTM trong đó:
- Tổng tài sản: quy mơ tổng tài sản của NHTM khơng có ảnh hưởng nhiều lên q trình truyền dẫn của CSTT lên kênh
tín dụng của NHTM tại Việt Nam. Điều này có thể được giải thích bởi vì trong giai đoạn 2003 – 2012 là giai đoạn phát triển nhanh của kinh tế Việt Nam cũng như gặp nhiều rủi ro, quy mô của các NHTM không ngừng mở rộng và tăng lên qua các năm.
Biểu đồ 3.1 Tổng tài sản của 30 ngân hàng được nghiên cứu giai đoạn 2003 – 2012
Nguồn: Tự tổng hợp từ các BCTC của các NHTM (triệu VND)
Nhưng NHNN Việt Nam khi thực thi CSTT luôn đặt ra giới hạn tăng trưởng tín dụng cho các NHTM, do đó gần như tăng trưởng tín dụng và tổng tài sản gần như khơng có tương quan với nhau.
Bảng 3.5. Giới hạn tăng trưởng tín dụng của Việt Nam giai đoạn 2004 - 2012
Chỉ tiêu 2004 2005 2006 2007 2008 2009 2010 2011 2012
Giới hạn tăng trưởng
Tín dụng (%) 25 25 18-20 17-21 30 21-23 25 20 15-17
Nguồn: Ngân hàng nhà nước Việt Nam
- Vốn chủ sở hữu: có tương quan dương lên q trình dẫn xuất của CSTT qua kênh
tín dụng của NHTM. Có nghĩa rằng những NHTM có nguồn vốn chủ sở hữu so với tổng tài sản càng cao sẽ càng có khả năng hấp thu sự thay đổi của CSTT.
431,213,243556,125,870 689,820,534 939,609,901 1,417,394,436 1,689,858,119 2,277,369,192 3,159,907,996 3,746,587,7683,889,440,208 0 500,000,000 1,000,000,000 1,500,000,000 2,000,000,000 2,500,000,000 3,000,000,000 3,500,000,000 4,000,000,000 4,500,000,000 2003 2004 2005 2006 2007 2008 2009 2010 2011 2012 Tổng tài sản 30 ngân hàng
- Tài sản thanh khoản: cũng có tác động dương lên sự tăng trưởng tín dụng. Khi
NHTM có nhiều tài sản thanh khoản hơn sẽ có khả năng phản ứng cao hơn so với cú sốc trong CSTT
- Tỷ lệ dự phịng rủi ro tín dụng: từ kết quả mơ hình cho thấy các NHTM chưa quan
tâm đến rủi ro trong quá trình phản ứng với sự thay đổi của CSTT thông qua kênh tín dụng của mình.
Với kết quả thu được từ mơ hình GMM 1 cho thấy tổng tài sản của NHTM khơng có tác động nhiều đến sự dẫn truyền của CSTT qua kênh tín dụng của NHTM, do đó để tìm kiếm mơ hình với ý nghĩa cao hơn, tác giả loại bỏ bớt các biến liên quan đến tổng tài sản trong mơ hình GMM 2, sau đó loại bỏ bớt biến GDP và biến trễ giữa i và vốn chủ sỡ hữu của NHTM để có mơ hình GMM 3.
Kết quả cho thấy cả 2 mơ hình rút gọn bớt biết GMM2 và GMM3 đều cho ý nghĩa thống kê cao hơn khi giá trị F – test tăng lên. Trong khi đó mức ý nghĩa của các biến độc lập cũng cao hơn trong khi các kiểm định liên quan đến tính bền của mơ hình vẫn bảo đảm.
Bảng 3.6. Kết quả mơ hình GMM 2 và GMM 3
Biến Tương quan mong đợi Kết quả mơ hình GMM 2 Kết quả mơ hình GMM 3 Δln(loan)i,t-1 + 0.53** 0.887* Δln(GDP)t + 0.322 n/a Δit - 0.074** 0.096* Δit-1 - 0.110* 0.1035* SIZEi,t-1 ? 0.222 n/a LIQi,t-1 + 4.33* 5.39* CAPi,t-1 + 2.88** 2.405*
Ghi chú: *, **, *** lần lượt có ý nghĩa với mức 1%, 5%, 10%
Qua 3 mơ hình cho thấy các đặc điểm của NHTM có tác động lên sự dẫn truyền của CSTT qua kênh tín dụng của NHTM tại Việt Nam, các đặc điểm có ảnh hưởng đều có ý nghĩa
thống kê và phù hợp khung lý thuyết. Tuy nhiên về mối tương quan tổng thể của lãi suất và tăng trưởng tín dụng lại có mối tương quan dương. Điều này có thể được giải thích như sau:
- Tại Việt Nam, NHNN đã thiết lập giới hạn tăng trưởng tín dụng cho hệ thống, đến giai đoạn 2011 – 2013 khi mà Việt Nam rơi vào khủng hoảng NHNN tiến hành thiết lập mức tăng trưởng tín dụng cho từng nhóm ngân hàng khác nhau nên phản ứng có thể bị sai lệch so với khung lý thuyết truyền thống.
- Thêm vào đó, giai đoạn 2003 – 2009 các NHTM liên tục tăng trưởng tổng tài sản kèm theo là tăng trưởng tín dụng tương đương, trong khi đó giai đoạn này Việt Nam liên tục tăng trưởng mức cao (trên 5%) nhu cầu vốn của nền kinh tế lớn, cho nên dù CSTT có thể thắt chặt nhưng tăng trưởng tín dụng khơng giảm quá mạnh.
Biểu đồ 3.2 Tổng tài sản và dự nợ cho vay của 30 ngân hàng giai đoạn 2003 - 2012
Nguồn: Tự tổng hợp từ BCTC các NHTM (triệu VND)
Điều này thể hiện qua việc tổng tài sản và vốn chủ sở hữu liên tục tăng đều đặn cho đến cuối năm 2012 khi tổng tài sản có xu hướng chậm lại thì dư nợ vẫn tiếp tục tăng. Tỷ lệ dư nợ cho vay trên tổng tài sản giữ ổn định ở xung quanh mức 50 – 60% liên tục qua giai đoạn này 0 500,000,000 1,000,000,000 1,500,000,000 2,000,000,000 2,500,000,000 3,000,000,000 3,500,000,000 4,000,000,000 4,500,000,000 2003 2004 2005 2006 2007 2008 2009 2010 2011 2012 Tổng tài sản và dư nợ cho vay của 30 ngân hàng
- Vấn đề quan trọng cần chú ý đến là lý thuyết về kênh chi phí trong truyền dẫn CSTT. Theo Barth và Ramey (2001) nghiên cứu và phát hiện CSTT còn truyền dẫn qua kênh chi phí. Có nghĩa rằng khi CSTT thắt chặt làm gia tăng lãi suất cho vay của NHTM và làm tăng chi phí của DN vay mượn tại NHTM nên làm gia tăng chi phí của họ. Thêm vào đó, nghiên cứu của Wouter J. den Haana, Steven W. Sumner, Guy M. Yamashiro (2007) làm rõ phản ứng trong danh mục tín dụng của NHTM khi CSTT thắt chặt và phát hiện ra rằng: các khoản tín dụng tiêu dùng và tín dụng bất động sản giảm mạnh trong khi tín dụng đầu tư và cơng nghiệp gia tăng. Nguyên nhân được giải thích là do khi kinh tế khó khăn, tổng cầu giảm nên hàng tồn kho của DN tăng, để tài trợ cho hàng tồn kho đó DN phải tăng vay mượn tại NHTM. Điều này dẫn đến mặc dù CSTT thắt chặt nhưng tín dụng vẫn gia tăng trong giai đoạn nhất định. Tại Việt Nam, giai đoạn 2008 – 2012 lượng hàng tồn kho tăng khá cao, đặc biệt năm 2011 lượng hàng tồn kho đã tăng lên tới 34%. Như vậy, có thể tại Việt Nam xảy ra hiện tượng truyền dẫn của CSTT qua kênh chi phí và bị ảnh hưởng bởi lượng hàng tồn kho tăng lên nên tăng trưởng tín dụng vẫn tăng cho dù CSTT có thắt chặt. Như thế, các khoản tín dụng này có thể là tín dụng xấu và có thể dẫn đến rủi ro rất lớn cho cả nền kinh tế.
66% 66% 67% 58% 58% 58% 59% 56% 54% 58% 0% 10% 20% 30% 40% 50% 60% 70% 2003 2004 2005 2006 2007 2008 2009 2010 2011 2012 Tỷ lệ dự nợ trên tổng tài sản
Tuy nhiên, để tránh bị lỗi nhận định, tác giả đo lường tương quan giữa lãi suất và tăng trưởng tín dụng có độ trễ 1 năm.
Bảng 3.7. Hệ số tương quan giữa lãi suất và tăng trưởng tín dụng
Hệ số tương quan Δln(loan)i,t Δit Δit-1
Δln(loan)i,t 1 -0.252208 -0.079508
Δit -0.252208 1 -0.64144
Δit-1 -0.079508 -0.64144 1
Kết quả cho thấy tương quan theo hệ số tương quan giữa lãi suất điều hành và tăng trưởng tín dụng là âm (tuy nhiên hệ số tương quan khá nhỏ) phù hợp với khung lý thuyết. Như vậy có 2 vấn đề cần khẳng định:
- Những đặc điểm của NHTM có tác động đến quá trình dẫn truyền của CSTT qua kênh tín dụng.
- Mơ hình cịn thiếu các biến vĩ mơ khác tác động đến q trình dẫn truyền của CSTT lên kênh tín dụng của NHTM như lạm phát, tỷ giá, dự trữ ngoại hối…Những biến này không thuộc phạm vi nghiên cứu của mơ hình và đã được nêu ở phạm vi nghiêm cứu. Cần khẳng định thêm rằng để nghiên cứu các biến vĩ mô này cần sử dụng mơ hình tự hồi quy (VAR) vì các biến vĩ mô là dự liệu theo thời gian (time – series).
KẾT LUẬN CHƯƠNG 3
Những kết luận rút ra từ nghiên cứu:
Qua sử dụng mơ hình hồi quy tổng thể (GMM) đã xác định được sự tác động của các biến liên quan đến đặc điểm hoạt động của NHTM: vốn, tính thanh khoản, rủi ro đến q trình truyền dẫn của CSTT lên kênh tín dụng của NHTM Việt Nam giai đoạn 2003 – 2012
Mơ hình GMM cho thấy tính bền vững và thích hợp của mơ hình trong áp dụng cho dữ liệu bảng. Tuy nhiên mơ hình cịn một số hạn chế cần hướng nghiên cứu tiếp theo.
Hạn chế và hướng nghiên cứu tiếp theo:
Mơ hình chưa đưa vào các biến vĩ mơ và dữ liệu cịn hạn chế do đó tương quan giữa lãi suất điều hành và tăng trưởng tín dụng có sai khác so với khung lý thuyết. Do đó đây sẽ là hướng trong nghiên cứu tiếp theo khi sử dụng đầy đủ các nhóm biến với thu thập thêm số liệu cho nghiên cứu.
Thêm vào đó nghiên cứu chưa đi vào đo lường tác động của tăng trưởng tín dụng lên các biến khác của nền kinh tế để kiểm định xem CSTT có thực sự hiệu quả khơng. Tuy nhiên, như đã giới hạn trong phạm vi nghiên cứu của đề tài, đây là phần cần nghiên cứu tiếp theo và lớn hơn để đánh giá vấn đề này.
Với kết quả đạt được của đề tài, tác giả dựa trên đó đưa ra một số đề xuất ở phần tiếp theo của nghiên cứu.
Chương 4:
MỘT SỐ ĐỀ XUẤT TỪ KẾT QUẢ NGHIÊN CỨU