Chỉ tiêu Năm 2004 2005 2006 2007 2008 2009 2010 2011 2012 Tín dụng (%) Mục tiêu 25 25 18-20 17-21 30 21-23 25 20 15-17 Thực hiện 41.6 31.1 25.4 53.9 25.4 37.5 31.2 14.4 6.45
Nguồn: NHNN Việt nam
Đến giai đoạn 2011 – 2012 thì tăng trưởng tín dụng của Việt Nam lại thấp hơn nhiều so với mục tiêu chính sách của NHNN. Đặc biệt trong năm 2012, tăng trưởng tín dụng chỉ đạt mức 6.45% so với chỉ tiêu đề ra từ 15 – 17%. Như vậy, diễn biến trái chiều này của tăng trưởng tín dụng cho thấy trong năm 2012 cầu tín dụng của nền kinh tế Việt Nam đã giảm đi rất nhiều so với các giai đoạn trước đây. So sánh mối quan hệ giữa lãi suất, tăng trưởng
29.5% 29.7% 33.6% 46.1% 20.3% 29.0% 33.3% 12.1% 17.0% 0.0% 5.0% 10.0% 15.0% 20.0% 25.0% 30.0% 35.0% 40.0% 45.0% 50.0% 2004 2005 2006 2007 2008 2009 2010 2011 2012
cung tiền M2 và tăng trưởng tín dụng cho thấy mối quan hệ nghịch giữa lãi suất thanh toán liên ngân hàng và hai biến còn lại trong suốt giai đoạn nghiên cứu.
Biểu đồ 2.43. Lãi suất liên ngân hàng, Tăng trưởng M2, Tăng trưởng tín dụng của Việt Nam 2004 - 2012
Nguồn: ADB, NHNN Việt Nam
Giai đoạn 2004 – 2007 với lãi suất ổn định ở mức thấp (CSTT mở rộng), cung tiền tăng mạnh, đồng thời tăng trưởng tín dụng mặc dù có xu hướng giảm nhưng vẫn ở mức rất cao. Trong năm 2007, khi lãi suất có giảm nhẹ thì cung tiền và tăng trưởng tín dụng tăng vọt,
6.2% 7.2% 7.6% 7.0% 13.2% 8.0% 9.7% 13.5% 8.1% 41.6% 31.1% 25.4% 53.9% 25.4% 37.5% 31.2% 14.4% 6.5% 0.0% 10.0% 20.0% 30.0% 40.0% 50.0% 60.0% 2004 2005 2006 2007 2008 2009 2010 2011 2012
CSTT và Tăng trưởng tín dụng Việt Nam 2004 - 2012
đây có thể xem là ảnh hưởng của sự kiện Việt Nam gia nhập WTO, dòng vốn đầu tư vào Việt Nam tăng lên, đồng thời đầu tư trong nước cũng được kích hoạt mạnh. Tuy nhiên, do lạm phát năm 2008, CSTT được thắt chặt nhanh chóng, lãi suất tăng lên gần gấp đơi khiến cho tăng trưởng cung tiền và tăng trưởng tín dụng giảm đi gần một nữa.
Năm 2009, 2010 khi lạm phát đã được kiểm sốt bớt, để kích thích kinh tế, Chính phủ Việt Nam thực thi chính sách kích cầu qua hỗ trợ lãi suất (năm 2009), lãi suất giảm xuống, tăng trưởng cung tiền và tăng trưởng tín dụng tăng trở lại ở mức cao. Tuy vậy, điều này khơng được duy trì lâu vì lạm phát những tháng đầu năm 2011 nên CSTT được thắt chặt với Nghị quyết 02/NQ-CP thắt chặt chính sách tài khóa và CSTT để kiểm sốt lạm phát nên lãi suất tăng lên, tăng trưởng cung tiền và tăng trưởng tín dụng đồng loạt giảm thấp. Đến năm 2012, khi lạm phát đã được giữ ổn định, kinh tế gặp khó khăn, CSTT đã được nới lỏng hơn, lãi suất giảm, cung tiền tăng nhưng tăng trưởng tín dụng lại đi ngược xu hướng (tăng trưởng chậm lại rất nhiều). Điều này cho thấy nền kinh tế đang đi vào giai đoạn cực kỳ khó khăn, nhu cầu tín dụng giảm nhiều, các doanh nghiệp khơng cịn muốn vay tiền để mở rộng sản xuất thêm nữa.
Mặc dù lãi suất giảm, cung tiền tăng nhưng tăng trưởng tín dụng lại thấp, như vậy liệu rằng phản ứng của các NHTM với CSTT đã thay đổi hay chỉ là hiện tượng của năm 2012. Liệu rằng đặc điểm của mỗi NHTM có ảnh hưởng đến tác động của CSTT đến tăng trưởng tín dụng. Để làm rõ vấn đề này tác giả đi đến chương tiếp theo để kiểm định tác động của CSTT đến tăng trưởng tín dụng của NHTM trong mối tương quan với đặc điểm của từng NHTM.
KẾT LUẬN CHƯƠNG 2
Qua phân tích CSTT và tăng trưởng tín dụng cũng như tình hình hoạt động của hệ thống NHTM Việt Nam qua các giai đoạn có thế rút ra các nhận xét sau:
- Tại Việt Nam, CSTT được thực thi bởi NHNN Việt Nam và có những thay đổi trong giai đoạn 10 năm gần đây. CSTT chủ yếu thực thi qua công cụ lãi suất, thị trường mở, giới hạn tăng trưởng tín dụng và các công cụ khác.
- Việt Nam đối mặt với khủng hoảng và tình trạng lạm phát cao những năm 2008, 2010 do đó CSTT cũng thay đổi lớn thông qua các biến lãi suất điều hành, cung tiền và giới hạn tăng trưởng tín dụng trong hệ thống NHTM
- Hệ thống NHTM Việt Nam mở rộng trong giai đoạn 2000 – 2012, đặc biệt là sau giai đoạn 2006 với quy mơ, dư nợ tín dụng tăng cao, đồng thời cũng đối mặt với rủi ro và khó khăn.
- Các NHTM Việt Nam có quy mơ tương đối nhỏ, nhưng tăng trưởng tín dụng khá cao trong giai đoạn này, sản phẩm chủ yếu trong tín dụng là cho vay.
- Thanh khoản và rủi ro tín dụng đã xuất hiện trong thời gian gần đây.
Trên cơ sở những nội dung đã phác họa về CSTT và tăng trưởng tín dụng, tác giả đi đến nghiên cứu sự dẫn truyền của CSTT qua kênh tín dụng dưới sự tác động của đặc điểm từng NHTM ở chương tiếp theo.
Chương 3
KIỂM ĐỊNH TÁC ĐỘNG CỦA ĐẶC ĐIỂM NGÂN HÀNG LÊN SỰ TRUYỀN DẪN CỦA CHÍNH SÁCH TIỀN TỆ QUA KÊNH TÍN DỤNG TẠI CÁC
NHTM VIỆT NAM
3.1. Thiết kế mơ hình:
Như đã tìm hiểu ở chương 1, trung gian tài chính nói chung và NHTM nói riêng là kênh dẫn vốn quan trọng nhất của nền kinh tế. Các nghiên cứu thực hiện tại Mỹ và Châu Âu cung cấp nhiều bằng chứng cho thấy vai trò quan trọng của NHTM trong hoạt động truyền dẫn tác động của CSTT của NHTW một quốc gia (kênh truyền dẫn lãi suất, tín dụng). Tuy nhiên, hầu hết các nghiên cứu trên đều thực hiện nghiên cứu bằng mơ hình tự hồi quy (VAR) với các biến được sử dụng là các biến thuộc yếu tố vĩ mô mà chưa nghiên cứu đặc điểm của các NHTM có tác động đến q trình truyền dẫn CSTT qua kênh tín dụng của NHTM hay không. Gần đây, những nghiên cứu bắt đầu chú ý đến vấn đề này, Angeloni và công sự, Ehrmann và cộng sự, Gambacorta nghiên cứu tại các NHTM Châu Âu cho thấy các đặc điểm của NHTM và các nhân tố thị trường tài chính có tác động theo nhiều chiều hướng khác nhau lên sự truyền dẫn của CSTT qua hệ thống NHTM và rủi ro của các NHTM (Angeloni, Kashyap và Mojon, 2003). Đồng thời đó với sự cải tiến trong hoạt động, sản phẩm và sự thay đổi trong mơi trường tài chính đã dần đến thay đổi cách thức một phần hoạt động cơ bản của các NHTM từ đó cũng làm thay đổi những tác động của CSTT lên nền kinh tế thơng qua kênh tín dụng cũng như q trình truyền dẫn CSTT qua kênh tín dụng bị ảnh hưởng bởi sự phản ứng của các NHTM, đặc điểm và rủi ro của các NHTM (Loutskina và Strahan, 2006). Những nghiên cứu gần đây nhất cho thấy CSTT tác động đến tăng trưởng tín dụng và rủi ro của NHTM và bị ảnh hưởng bởi các đặc điểm của mỗi NHTM (Morsink và Bayoumi, 2003). Yener Altunbas, Leonardo Gambacorta, David Marques - Ibanez (2010) đã sử dụng mơ hình GMM để nghiên cứu tác động của CSTT lên
tăng trưởng tín dụng của NHTM, trong đó có quan tâm để đặc điểm riêng của từng NHTM và yếu tố rủi ro của mỗi NHTM. Phương trình được ba nhà nghiên cứu sử dụng có dạng12:
Nguồn: Yener Altunbas, Leonardo Gambacorta, David Marques-Ibanez
Tại Việt Nam, thời gian qua đã có những nghiên cứu về tác động của CSTT của NHNN lên các biến số của nền kinh tế như thị trường chứng khốn (Nguyễn Thị Bích Loan, 2013), lạm phát (Nguyễn Trung Kiên, 2013), cán cân thương mại (Lại Thị Ngọc Châm, 2012), tỷ giá (Trần Ngọc Thơ, 2012), tăng trưởng GDP (Phương Ngọc, 2013). Gần đây có đã có nghiên cứu về sự truyền dẫn của CSTT đến kênh tín dụng tại Việt Nam của tác giả Chu Khánh Lân (Lân, 2013). Nghiên cứu cũng sử dụng mơ hình VAR để do lường sự truyền dẫn của CSTT qua kênh tín dụng thơng qua các biến vĩ mơ như lạm phát, dự trữ ngoại hối, tỷ giá hối đoái…mà chưa đề cập đến đặc điểm của chính mỗi NHTM trong truyền dẫn CSTT đến tăng trưởng tín dụng và rủi ro của mỗi NHTM.
12 Trong đó: Loan (dư nợ tín dụng của NHTM), GDPN (GDP danh nghĩa), i (lãi suất điều hành), EDF (chỉ số EDF dự đoán khá năng phá sản của Moody), SIZE (quy mô tài sản của NHTM), LIQ (tỷ lệ thanh khoản), CAP (tỷ lệ vốn chủ sở hữu/tổng tài sản), LLP (tỷ lệ dự phòng nợ quá hạn).
Như vậy, hiện nay tại Việt Nam tác giả chưa tìm thấy nghiên cứu nào về sự truyền dẫn của CSTT qua kênh tín dụng có quan tâm đến các biến thuộc đặc điểm của NHTM. Trên cơ sở đó, tác giả đề xuất sử dụng mơ hình GMM được Yener Altunbas, Leonardo Gambacorta, David Marques-Ibanez sử dụng để kiểm định tác động của CSTT lên tăng trưởng tín dụng của các NHTM Việt Nam trong mối quan hệ với đặc điểm và rủi ro của từng NHTM. Mơ hình kiểm định có dạng:
Δln(loan)i,t = αΔln(loan)i,t-1 + σ2Δln(GDP)t-1 + ϕ1Δit + ϕ2Δit-1 + φ1Δit*SIZEi,t-1 + φ2Δit-
1*SIZEi,t-1 + τ1Δit*LIQi,t-1 + τ2Δit-1*LIQi,t-1 + ψ1Δit*CAPi,t-1 + ψ2Δit-1*CAPi,t-1 + ¥2SIZEi,t- 1 + ω1LIQi,t-1 + λ1CAPi,t-1 + μ1LLPi,t-1 + ɛi,t
Các biến được sử dụng trong mơ hình giống như mơ hình đã được ba nhà nghiên cứu trên sử dụng. Trước hết tăng trưởng tín dụng bị ảnh hưởng bởi CSTT của NHTW các quốc gia, cụ thể là thông qua công cụ lãi suất. Khi lãi suất giảm xuống sẽ khuyến khích các NHTM cấp tín dụng nhiều hơn, người dân cũng có động cơ để đi vay nhiều hơn cho tiêu dùng và sản xuất do đó tín dụng tăng lên (Bernanke và Gertler, 1995). Đối với tăng trưởng kinh tế, khi kinh tế phát triển, GDP tăng lên làm cho thu nhập của người dân tăng lên, nhu cầu đầu tư và tiêu dùng cũng theo đó tăng lên. Vì vậy NHTM sẽ có cơ hội cung cấp nhiều tín dụng hơn do đó tín dụng tăng trưởng (Kayshap và Stein, 1994). Bên cạnh đó các biến liên quan đến đặc điểm của NHTM như tỷ lệ thanh khoản, quy mô của NHTM, tỷ lệ vốn chủ sở hữu trên tổng tài sản và tỷ lệ dự phòng rủi ro trên tổng tài sản đã được nhiều nhà nghiên cứu đề cấp đến khi xem xét tác động của CSTT đến tín dụng của NHTM như các nhà nghiên cứu Kashyap và Stein (sử dụng quy mô tổng tài sản - SIZE) (1995), Stein năm (1998) (sử dụng tỷ lệ thanh khoản – LIQ, tiền tương đương tiền và chứng khoán đầu tư trên tổng tài sản), ; Van den Heuvel (2002) (sử dụng tỷ lệ vốn chủ sở hữu - CAP), Yener Altunbas, Leonardo Gambacorta, David Marques-Ibanez (sử dụng tỷ lệ nợ quá hạn - LLP) (2012) đã đề cập và sử dụng trong các nghiên cứu của mình.
Các biến đặc điểm của NHTM và biến kiểm sốt vĩ mơ, biến lãi suất chủ yếu được sử dụng với độ trễ 1 năm (t-1) để phù hợp với lý thuyết về vĩ mơ vì CSTT có độ trễ trong tác động đến các biến khác trong nền kinh tế (Ehrmann, 2004). Đồng thời với biến Δln(loan)i,t-
1 cùng các biến khác được tính tích hợp với biến lãi suất và lấy độ trễ là 1 được sử dụng
trong mơ hình để kiểm sốt sai số nội sinh của mơ hình.
Bảng 3.1. Các biến trong mơ hình và mối tương quan mong đợi
Biến Tương quan
mong đợi Giải thích
Δln(loan)i,t-1 + Tăng trưởng năm trước tạo quán tính làm tăng trưởng tín dụng năm sau (sai số nội sinh) (Altunbas và cộng sự, 2009)
Δln(GDP)t + Biến kiểm soát. Kinh tế tăng trưởng làm cho nhu cầu tín dụng tăng nên tăng trưởng tín dụng cao hơn vào năm tiếp theo (Kashyap và cộng sự, 1993)
Δit - Biến đại diện cho Chính sách tiền tệ. Lãi suất tăng hạn chế tăng trưởng tín dụng (Yener Altunbas, Leonardo Gambacorta, David Marques-Ibanez, 2010; Rajan, 2005), (Bernanke và Gertler, 1995)
Δit-1 - Biến đại diện cho độ trễ của Chính sách tiền tệ. Lãi suất tăng hạn chế tăng trưởng tín dụng (Yener Altunbas, Leonardo Gambacorta, David Marques- Ibanez, 2010; Rajan, 2005), (Bernanke và Gertler, 1995)
SIZEi,t-1 ? NHTM có quy mơ càng lớn có thể tăng trưởng cao hơn hoặc thấp hơn (Kashyap và Stein, 1995)
LIQi,t-1 + Tỷ lệ thanh khoản năm trước càng cao sẽ giúp mở rộng tín dụng năm sau (Stein, 1998)
CAPi,t-1 + Tỷ lệ vốn chủ sở hữu của ngân hàng năm trước càng lớn sẽ kích thích tăng trưởng tín dụng năm sau (Van den Heuvel, 2002)
LLPi,t-1 - Rủi ro tín dụng năm trước cao sẽ hạn chế tăng trưởng tín dụng năm sau (Kishan và Opiela, 2000)
3.2. Dữ liệu:
Với mơ hình được đề xuất sử dụng, dữ liệu được thu thập chủ yếu từ Báo cáo tài chính của các NHTM giai đoạn 2003 – 2012 (các số liệu quan đến từng ngân hàng thương mại, trong đó một số NHTM khơng có đủ báo cáo tài chính các năm nên tác giả sử dụng dữ liệu bảng không cân đối – unbalanced panel data), Tổng cục thống kê và Ngân hàng nhà nước Việt Nam và Ngân hàng phát triển châu Á (ADB)13. Cụ thể:
Bảng 3.2. Cách tính và nguồn các biến trong mơ hình
Chỉ tiêu Cách tính, đơn vị Nguồn
Δit it - it-1; % Ngân hàng nhà
nước Việt Nam
Δln(GDP)t ln(GDP)t - ln(GDP)t-1 ADB
ΔlnM2t ΔlnM2t - ΔlnM2t-1 ADB
Δln(loan)i,t ln(loan)i,t - ln(loan)i,t-1 Báo cáo tài chính của từng NHTM
SIZEi,t-1 Ln(Tổng tài sản) Báo cáo tài chính
của từng NHTM LIQi,t-1 Tài sản thanh khoản/tổng tài sản, % (tài sản thanh
khoản: tiền và tương đương tiền cộng với chứng khoán đầu tư, kinh doanh)
Báo cáo tài chính của từng NHTM
CAPi,t-1 Vốn chủ sở hữu/Tổng tài sản, % Báo cáo tài chính của từng NHTM
LLPi,t-1 Tỷ lệ dự phịng rủi ro tín dụng/tổng tài sản, % Báo cáo tài chính của từng NHTM
3.3. Kết quả kiểm định14:
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 hồn tồn phù hợp.