4. KẾT QUẢ NGHIÊN CỨU
4.1.3. Kiểm tra đồng liên kết
DLSCV = 0.462389*DLSTCV + 0.295222* DLSTCV(-1) (4.2)
4.1.3. Kiểm tra đồng liên kết
Tác giả dùng kiểm định Johansen kiểm định đồng liên kết giữa các cặp lãi suất là lãi suất tái cấp vốn và lãi suất tiền gửi, lãi suất tái cấp vốn và lãi suất cho vay. Kết kiểm định đƣợc trình bày trong Bảng 4.3.
Bảng 4.3: Kết quả kiểm định đồng liên kết
Bảng 4.3 (a): Giữa lãi suất tiền gửi và lãi suất tái cấp vốn
Sample (adjusted): 2000M06 2013M05 Included observations: 156 after adjustments Trend assumption: Linear deterministic trend Series: LSTCV LSTG
Lags interval (in first differences): 1 to 4 Unrestricted Cointegration Rank Test (Trace)
Hypothesized Trace 0.05
No. of CE(s) Eigenvalue Statistic Critical Value Prob.** None * 0.093122 25.74866 15.49471 0.0010 At most 1 * 0.065093 10.50011 3.841466 0.0012 Trace test indicates 2 cointegrating eqn(s) at the 0.05 level
* denotes rejection of the hypothesis at the 0.05 level **MacKinnon-Haug-Michelis (1999) p-values
Unrestricted Cointegration Rank Test (Maximum Eigenvalue)
Hypothesized Max-Eigen 0.05
No. of CE(s) Eigenvalue Statistic Critical Value Prob.** None * 0.093122 15.24855 14.26460 0.0348 At most 1 * 0.065093 10.50011 3.841466 0.0012 Max-eigenvalue test indicates 2 cointegrating eqn(s) at the 0.05 level
* denotes rejection of the hypothesis at the 0.05 level **MacKinnon-Haug-Michelis (1999) p-values
Bảng 4.3 (a): Lãi suất cho vay và lãi suất tái cấp vốn
Sample (adjusted): 2000M06 2013M05 Included observations: 156 after adjustments Trend assumption: Linear deterministic trend Series: LSTCV LSCV
Lags interval (in first differences): 1 to 4 Unrestricted Cointegration Rank Test (Trace)
Hypothesized Trace 0.05
No. of CE(s) Eigenvalue Statistic Critical Value Prob.** None * 0.195649 42.35069 15.49471 0.0000 At most 1 * 0.052339 8.386359 3.841466 0.0038 Trace test indicates 2 cointegrating eqn(s) at the 0.05 level
* denotes rejection of the hypothesis at the 0.05 level **MacKinnon-Haug-Michelis (1999) p-values
Unrestricted Cointegration Rank Test (Maximum Eigenvalue)
Hypothesized Max-Eigen 0.05
No. of CE(s) Eigenvalue Statistic Critical Value Prob.** None * 0.195649 33.96433 14.26460 0.0000 At most 1 * 0.052339 8.386359 3.841466 0.0038 Max-eigenvalue test indicates 2 cointegrating eqn(s) at the 0.05 level * denotes rejection of the hypothesis at the 0.05 level
**MacKinnon-Haug-Michelis (1999) p-values
Kết quả cho thấy các lãi suất bán lẻ đều có mối liên hệ dài hạn với lãi suất tái cấp vốn với mức ý nghĩa 5% nên tác giả dùng mô hình VECM để xác định mối quan hệ trong dài hạn giữa lãi suất bán lẻ và lãi suất tái cấp vốn.
4.1.4. Xác định mối quan hệ trong dài hạn giữa lãi suất bán lẻ và lãi suất cho
vay
Bảng 4.4: Kết quả kiểm định chọn độ trễ
Bảng 4.4 (a): Lãi suất tiền gửi và lãi suất tái cấp vốn
Bảng 4.4 (b): Lãi suất cho vay và lãi suất tái cấp vốn
Qua kết quả kiểm định lựa chọn độ trễ trong Bảng 4.4 tác giả chọn độ trễ cho mô hình ƣớc lƣợng lãi suất tiền gửi và lãi suất cho vay đều bằng một.
VAR Lag Order Selection Criteria
Endogenous variables: DLSTG DLSTCV Sample: 2000M01 2013M05
Included observations: 159
Lag LogL LR FPE AIC SC HQ
0 -304.0792 NA 0.161105 3.850052 3.888655 3.865728 1 -270.3083 66.26745* 0.110784* 3.475575* 3.591383* 3.522604*
VAR Lag Order Selection Criteria
Endogenous variables: DLSCV DLSTCV Sample: 2000M01 2013M05
Included observations: 159
Lag LogL LR FPE AIC SC HQ
0 -311.5101 NA 0.176889 3.943523 3.982126 3.959199 1 -286.7834 48.52033* 0.136295* 3.682810* 3.798618* 3.729838*
Bảng 4.5: Kết quả ƣớc lƣợng lãi suất bán lẻ bằng mô hình VECM
Bảng 4.5 (a): Kết quả ước lượng lãi suất tiền gửi bằng mô hình VECM
Vector Error Correction Estimates
Included observations: 159 after adjustments Standard errors in ( ) & t-statistics in [ ]
Cointegrating Eq: CointEq1 LSTG(-1) 1.000000 LSTCV(-1) -0.784785 (0.08778) [-8.94018] C -2.350071 Error Correction: D(LSTG) D(LSTCV) CointEq1 -0.068994 0.110134 (0.03284) (0.03528) [-2.10119] [ 3.12144] D(LSTG(-1)) 0.393484 0.199927 (0.08172) (0.08781) [ 4.81509] [ 2.27680] D(LSTCV(-1)) 0.324071 0.166705 (0.08248) (0.08863) [ 3.92919] [ 1.88100] C 0.007513 -0.000561 (0.04570) (0.04911) [ 0.16438] [-0.01141] R-squared 0.357178 0.216771 Adj. R-squared 0.344736 0.201612 Sum sq. resids 51.41328 59.36380 S.E. equation 0.575933 0.618864 F-statistic 28.70806 14.29960 Log likelihood -135.8551 -147.2863 Akaike AIC 1.759184 1.902972 Schwarz SC 1.836389 1.980177 Mean dependent 0.020943 0.006289 S.D. dependent 0.711482 0.692609 Determinant resid covariance (dof adj.) 0.090750 Determinant resid covariance 0.086242
Log likelihood -256.3998
Akaike information criterion 3.350941
Bảng 4.5 (b): Kết quả ước lượng lãi suất cho vay bằng mô hình VECM
Vector Error Correction Estimates Sample (adjusted): 2000M03 2013M05 Included observations: 159 after adjustments
Cointegrating Eq: CointEq1
LSCV(-1) 1.000000 LSTCV(-1) -0.759441 (0.05632) [-13.4848] C -5.927325 Error Correction: D(LSCV) D(LSTCV) CointEq1 -0.100871 0.180839 (0.04949) (0.04847) [-2.03814] [ 3.73066] D(LSCV(-1)) 0.237554 0.080931 (0.08913) (0.08730) [ 2.66514] [ 0.92705] D(LSTCV(-1)) 0.411295 0.215023 (0.08855) (0.08673) [ 4.64480] [ 2.47929] C -0.008230 0.003829 (0.05005) (0.04902) [-0.16445] [ 0.07811] R-squared 0.267597 0.219264 Adj. R-squared 0.253422 0.204153 Sum sq. resids 61.68688 59.17489 S.E. equation 0.630856 0.617878 F-statistic 18.87738 14.51019 Log likelihood -150.3380 -147.0329 Akaike AIC 1.941359 1.899785 Schwarz SC 2.018564 1.976990 Mean dependent -0.003774 0.006289 S.D. dependent 0.730118 0.692609 Determinant resid covariance (dof adj.) 0.107188 Determinant resid covariance 0.101863
Log likelihood -269.6344
Akaike information criterion 3.517414
Qua kết quả ƣớc lƣợng bằng mô hình VECM trong Bảng 4.5, tác giả có thể xác định phƣơng trình ảnh hƣởng của lãi suất tái cấp vốn đến lãi suất bán lẻ và lãi suất cho vay nhƣ sau:
LSTG(-1) = 2.350071+ 0.784785*LSTCV(-1) LSCV(-1) = 5.927325+ 0.759441*LSTCV(-1)
Từ các hệ số trong phƣơng trình (4.1) và (4.2) tác giả tính các số nhân 3 tháng, 6 tháng và dài hạn cho lãi suất tiền gửi và lãi suất cho vay theo công thức trong phần Phụ lục 1. Các kết quả về mức độ truyền dẫn trong mô hình số nhân năng động và trong mô hình VECM sẽ đƣơc tổng hợp trong bảng 4.6.
Bảng 4.6: Tổng hợp kết quả về sự truyền dẫn lãi suất tái cấp vốn đến lãi suất tiền gửi và lãi suất cho vay
Tức thời 3 Tháng 6 Tháng Dài hạn
Mức độ điều chỉnh Dynamic Multiplier (1 độ trễ)
Lãi suất tiền gửi 0.431 0.862 0.868 0.868
Lãi suất cho vay 0.462 0.758 0.758 0.758
VECM (1 độ trễ)
Lãi suất tiền gửi 0.785 0.069
Lãi suất cho vay 0.759 0.101
Số nhân tác động trong mô hình số nhân năng động của cả hai lãi suất bán lẻ gần bằng nhau (0,431 và 0,462)cho thấy sự truyền dẫn tức thời từ lãi suất chính sách đến lãi suất tiền gửi và lãi suất cho vay gần nhƣ cùng mức độ. Khi NHNN có sự thay đổi lãi suất chính sách thì ngay lập tức 43,1% sự thay đổi đó truyền dẫn vào lãi suất tiền gửi và 46,2% sự thay đổi của lãi suất chính sách truyền dẫn vào lãi suất cho vay. Mở rộng thời
kỳ nghiên cứu thì tốc độ truyền dẫn có tăng lên nhƣng từ sau 3 tháng thì mức độ truyền dẫn gần nhƣ không thay đổi.
Ngoại trừ số nhân tức thời thì số nhân 3 tháng, 6 tháng và dài hạn trong mô hình số nhân năng động và số nhân dài hạn trong mô hình VECM của lãi suất tiền gửi đều cao hơn lãi suất cho vay cho thấy sự dẫn truyền của lãi suất chính sách vào lãi suất tiền gửi mạnh hơn lãi suất cho vay. Lý giải cho sự khác biệt trong truyền dẫn này có thể do các nguyên nhân sau: (i) Do các ngân hàng ở Việt Nam phần nhiều còn chịu sự quản lý, tác động của NHNN và NHNN thì luôn cố gắng đảm bảo lãi suất cho vay hợp lý tạo điều kiện để các doanh nghiệp hoạt động, (ii) Có thể do chi phí thay đổi tƣơng đối cao, sự phức tạp trong thị trƣờng cho vay cao hơn trong thị trƣờng huy động vốn. (iii) Các ngân hàng thƣơng mại thƣờng phụ thuộc nhiều vào nguồn vốn huy động, ngoài ra sự thiếu hụt vốn và hoạt động yếu kém của các ngân hàng cũng là nguyên nhân làm cho các ngân hàng chạy đua lãi suất tiền gửi và thay đổi lãi suất thƣờng xuyên khi có sự thay đổi từ lãi suất chính sách.
Tuy mức độ truyền dẫn của lãi suất tiền gửi mạnh hơn lãi suất cho vay nhƣng mức độ điều chỉnh về cân bằng của lãi suất cho vay lại cao hơn lãi suất tiền gửi (hệ số điều chỉnh của lãi suất cho vay là 0,101, lãi suất tiền gửi là 0,069). Nguyên nhân có thể là do ở Việt Nam ít có sự lựa chọn về nguồn huy động vốn nên ngân hàng vẫn là kênh vay vốn quan trọng đối với các doanh nghiệp dẫn tới việc các ngân hàng sẽ điều chỉnh lãi suất cho vay mạnh hơn.
Tóm lại, ở Việt Nam có sự truyền dẫn từ lãi suất chính sách đến lãi suất bán lẻ và mức độ truyền dẫn dài hạn cao nhưng sự truyền dẫn này không hoàn toàn. Mức độ truyền dẫn của lãi suất tiền gửi cao hơn lãi suất cho vay nhưng mức độ điều chỉnh của lãi suất cho vay lại cao hơn mức độ điều chỉnh của lãi suất tiền gửi.