CHƯƠNG 4 BẰNG CHỨNG THỰC NGHIỆM TỪ VIỆT NAM
4.2. Kênh cho vay tại Việt Nam
Nghiên cứu sử dụng bộ dữ liệu từ bảng cân đối kế toán của ngân hàng thương mại và các biến vĩ mô của Việt Nam trong giai đoạn 2003 – 2012. Bộ dữ liệu được thu thập từ nhiều nguồn khác nhau, trong đó các đặc điểm của ngân hàng thương mại được thu thập từ báo cáo tài chính và báo cáo thường niên, trong khi đó các dữ liệu còn lại thu thập từ ADB, và các nguồn khác.
Bảng 4.9. Mô tả thống kê dữ liệu sử dụng trong GMM
LnLOAN SIZE LIQ CAP LLP Δi LnGDP ΔRFR ΔRDR
Trung bình 16.320 17.260 0.381 0.130 1.180 0.188 14.271 0.663 0.631
Lớn nhất 19.990 20.242 0.823 0.712 7.425 6.143 14.795 5.330 -4.430
-1 0 1 2 3
1 2 3 4 5 6 7 8 9 10 11 12
Res pons e of CPI to LIPVN
-1 0 1 2 3
1 2 3 4 5 6 7 8 9 10 11 12
Respons e of CPI to DLM2
-1 0 1 2 3
1 2 3 4 5 6 7 8 9 10 11 12
Res pons e of CPI to DLER
-1 0 1 2 3
1 2 3 4 5 6 7 8 9 10 11 12
Res pons e of CPI to CPI Response to Cholesky One S.D. Innovations ± 2 S.E.
Nhỏ nhất 11.478 12.198 0.036 0.027 0.032 -5.339 13.481 -3.920 5.750 Độ lệch
chuẩn 1.700 1.556 0.149 0.103 1.005 3.847 0.403 2.800 3.094
N 282 282 283 282 279 271 300 270 270
Nguồn: tính toán của tác giả.
4.2.2. Kết quả từ GMM và thảo luận
Để kiểm định kênh cho vay, nghiên cứu đưa tất cả các yếu tố tác động vào trong một mô hình, kết quả được trình bày ở bảng 4.11.
Bảng 4.11. Kênh cho vay với tổng thể các tác động từ đặc điểm của ngân hàng thương mại Δln(loan)t Chưa đưa yếu tố rủi ro vào Có yếu tố rủi ro
Coeff. P-Value Coeff. P-Value
ln(loan)t-1 -0.595*** 0.000 -0.621*** 0.000
Ln(GDP) t-1 0.417*** 0.003 0.420*** 0.003
Δi -0.207*** 0.009 -0.212** 0.029
Δit-1 -0.021*** 0.002 -0.021*** 0.002
Δi*sizet-1 0.010** 0.019 0.010* 0.080
Δi*capt-1 0.041 0.449 0.044 0.439
Δi*liqt-1 0.012 0.700 0.013 0.721
Δi*llpt-1 0.039 0.979
sizet-1 0.172 0.205 0.197 0.155
capt-1 -0.093 0.773 -0.007 0.984
liqt-1 0.174 0.542 0.144 0.620
llpt-1 2.439 0.552 2.926 0.503
AR(-2) test (p-value) 0.955 0.913
Sargan test (p-value) 0.128 0.125
N 182 182
*, **, *** xác định mức ý nghĩa 10%, 5% và 1%
Nguồn: tính toán của tác giả.
Kết quả này trùng khớp với các kết quả đã được phát hiện rằng kênh cho vay tồn tại ở Việt Nam, đặc biệt các ngân hàng thương mại Việt Nam có hành động tìm kiếm rủi ro khi phản ứng lại với chính sách tiền tệ. Nhưng theo như nghiên cứu của Nguyen and Boateng (2013), và Nguyen and Boateng (2015a) và Nguyen and Boateng (2015b) có đề xuất rằng khi sử dụng các đặc điểm của ngân hàng thương mại để kiểm tra kênh cho vay chúng ta phải đối mặt với vấn đề chuẩn hóa trong dữ liệu do hiện tượng phương sai thay đổi cho nên nhất thiết phải tiến hành chuẩn hóa các dữ liệu liên quan đến ngân hàng thương mại để kết quả kiểm định có độ tin cậy cao hơn. Vì vậy, nghiên cứu này chuẩn hóa dữ liệu liên quan đến đặc điểm của ngân hàng thương mại bằng cách tính trung bình cho từng đặc điểm của từng ngân hàng thương mại sau đó lấy các dữ liệu hiện có trừ đi trung bình đó. Bảng 4.13 trình bày kết quả ước lượng sau khi tiến hành sử lý dữ liệu theo cách trên.
Bảng 4.13. Kênh cho vay tại Việt Nam sau khi chuẩn hóa dữ liệu
Δln(loan)t Chưa đưa yếu tố rủi ro vào Đã có yếu tố rủi ro
Coeff. P-Value Coeff. P-Value
ln(loan)t-1 -0.548*** 0.000 -0.548*** 0.000
Ln(GDP) t-1 0.323*** 0.005 0.322*** 0.005
Δi -0.040*** 0.000 -0.039*** 0.000
Δit-1 -0.025*** 0.000 -0.025*** 0.000
Δi*sizet-1 0.043*** 0.000 0.042*** 0.000
Δi*capt-1 0.222*** 0.001 0.217*** 0.001
Δi*liqt-1 -0.006 0.901 0.001 0.979
Δi*llpt-1 0.773 0.593
sizet-1 0.188 0.101 0.189* 0.099
capt-1 0.470 0.111 0.478 0.105
liqt-1 0.323 0.186 0.324 0.185
llpt-1 1.960 0.575 1.474 0.683
AR(-2) test (p-value) 0.967 0.955
Sargan test (p-value) 0.305 0.275
N 182 182
*, **, *** xác định mức ý nghĩa 10%, 5% và 1%
Nguồn: tính toán của tác giả.
Kết quả ước lượng xác nhận các phát hiện đã tìm thấy rằng vốn và quy mô của ngân hàng thương mại có tác động mạnh đến kênh cho vay tại Việt Nam và kênh cho vay có tồn tại.
4.2.3. Kiểm tra tính bền vững
Trước tiến, lãi suất tái chiết khấu (RDR), lãi suất tái cấp vốn (RFR) được sử dụng để thay thế VNIBOR đại diện cho chính sách tiền tệ, trong khi đó các dữ liệu liên quan đến đặc điểm của ngân hàng thương mại được đo lường theo cách đã chuẩn hóa để có kết quả GMM tốt hơn. Kết quả ước lượng của GMM cho biến các biến thay thế như RFR và RDR cho thấy kết quả có tính bền vững cao.
4.2.4. Tác động của khủng hoảng đến kênh cho vay tại Việt Nam
Để kiểm tra tác động của khủng hoảng tài chính năm 2008 đến kênh cho vay tại Việt Nam, chúng ta có thể chia dữ liệu thành hai giai đoạn bao gồm giai đoạn trước và sau khủng hoảng, nhưng vì do bộ dữ liệu bị hạn chế cho nên nghiên cứu này không sử dụng phương pháp đó. Thay vào đó, nghiên cứu này sử dụng biến đại diện cho khủng hoảng tài chính năm 2008, đó là chỉ số VIX (chỉ số độ biến động ẩn của hợp đồng quyền chọn trên S&P 500) được đề xuất sử dụng để đo lường tác động của khủng hoảng năm 2008 (Druck et al., 2015). Kết quả ước lượng khi đưa thêm biến VIX vào mô hình giống như các kết quả ở phần 4.2.1 và 4.2.2 cho tất cả các biến. Trong khi đó tác động dương có ý nghĩa thống kê của VIX lên dư nợ tín dụng ngân hàng cho thấy các ngân hàng thương mại Việt Nam mở rộng tín dụng trong giai đoạn khủng hoảng, điều đó cho thấy rằng kênh cho vay mạnh hơn trong giai đoạn khủng hoảng. Trong khi đó, biến tương tác giữa lãi suất chính sách, quy mô ngân hàng, vốn ngân hàng và chỉ số VIX có tác động dương có ý nghĩa thống kê lên tín dụng ngân hàng xác định thêm rằng kênh cho
vay mạnh hơn trong giai đoạn khủng hoảng đồng thời mạnh hơn tại ngân hàng có quy mô lớn hơn và cả tại ngân hàng có vốn tốt hơn. Những kết quả này xác nhận giả thuyết 6.
Bảng 4.18. Tác động của khủng hoảng tài chính toàn cầu năm 2008 lên kênh cho vay tại Việt Nam
Δln(loan)t
Kênh cho vay với
VNIBOR Kênh cho vay với RDR Kênh cho vay với RFR Coeff. P-Value Coeff. P-Value Coeff. P-Value ln(loan)t-1 -0.536*** 0.000 -0.671*** 0.000 -0.672*** 0.000 Ln(GDP) t-1 0.372*** 0.003 0.474*** 0.000 0.476*** 0.000
Δi -0.041*** 0.000 -0.043*** 0.000 -0.048*** 0.000
Δit-1 -0.031*** 0.000 -0.030*** 0.000 -0.032*** 0.000 Δi*sizet-1*vix 0.002*** 0.000 0.001*** 0.000 0.002*** 0.000 Δi*capt-1*vix 0.006*** 0.007 0.006** 0.031 0.006** 0.031 Δi*liqt-1*vix 0.000 0.917 -0.001 0.604 -0.001 0.603 Δi*llpt-1*vix 0.024 0.650 0.036 0.563 0.041 0.556
sizet-1 0.116 0.324 0.233** 0.046 0.230** 0.049
capt-1 0.060 0.843 0.540* 0.067 0.509* 0.084
liqt-1 0.354 0.152 0.364 0.153 0.363 0.154
llpt-1 2.634 0.467 2.493 0.495 2.418 0.507
Vix 0.010*** 0.001 0.007*** 0.011 0.007*** 0.010
AR(-2) test (p-value) 0.983 0.804 0.791
Sargan test (p-value) 0.357 0.182 0.180
N 182 182 182
*, **, *** xác định mức ý nghĩa thống kê tại 10%, 5% và 1%.
Nguồn: tính toán của tác giả.
CHƯƠNG 5