[Tóm tắt] Luận án Truyền dẫn lãi suất bán lẻ ở Việt Nam: các thay đổi cấu trúc và hành vi của ngân hàng thương mại

Các hướng nghiên cứu mở rộng  Cần mở rộng nghiên cứu chủ đề này ở khía cạnh mở rộng thu thập dữ liệu đến các ngân hàng thương mại không có vốn chi phối của nhà nước và mở rộng đối tượng chịu tác động của lãi suất thị trường liên ngân hàng và lãi suất cho vay thế chấp  Trong tương lai, để có thêm bằng chứng các yếu tố xác định lãi cận biên cần cập nhật và mở rộng nghiên cứu chủ đề này với mẫu bao gồm các NHTM nước ngoài ở Việt Nam. Phân tích mối quan hệ giữa rủi ro của thu nhập phi truyền thống và tính ổn định của hệ thống ngân hàng cũng nên được thực hiện. So sánh khác biệt hành vi quyết định lãi cận biên giữa các nhóm NHTM cũng là hướng mở rộng nghiên cứu này

pdf29 trang | Chia sẻ: builinh123 | Ngày: 03/08/2018 | Lượt xem: 62 | Lượt tải: 0download
Bạn đang xem trước 20 trang tài liệu [Tóm tắt] Luận án Truyền dẫn lãi suất bán lẻ ở Việt Nam: các thay đổi cấu trúc và hành vi của ngân hàng thương mại, để xem tài liệu hoàn chỉnh bạn click vào nút DOWNLOAD ở trên
áp dụng phương pháp Phillips & Loretan (1991) đề xuất khi đưa vào phương trình ước lượng biến trễ và biến tới. Ước lượng ngụ ý mối quan hệ động phi tuyến. ݕ௧ = ߙ + ߙଵݔ௧ + ∑ ݀ଵ௞(ݕ௧ି௞ + ߙ଴ + ߙଵݔ௧ି௞)௄௞ୀଵ + ∑ ݀ଶ௜∆ݔ௧ି௜௅௜ୀିଵ + ݒଵ௧ (3.3c) 3.2.2 Ước lượng cân bằng ngắn hạn và hành vi điều chỉnh lãi suất bán lẻ của NHTM Phân tích cơ chế hiệu chỉnh của mô hình ECM (mô hình 3.4) giúp Luận án xác định được tốc độ và thời gian điều chỉnh về trạng thái cân bằng khi mối quan hệ giữa các chuỗi lãi suất trong (3.3) không được duy trì. Kết hợp với phân tích cấu trúc hiệu chỉnh sai số (mô hình 3.6) Luận án có thể trả lời cho câu hỏi có hay không điều chỉnh bất cân xứng lãi suất bán lẻ ở Việt Nam. ∆ݕ௧ = ߚ଴∆ݔ௧ + ߜ(ݕ௧ିଵ + ߙ଴ + ߙଵݔ௧ିଵ) +∑ ߚ௜∆ݔ௧ି௜௤௜ୀଵ + ∑ ߛ௜∆ݕ௧ି௜௣௜ୀଵ + ݒ௧ (3.4) Trong đó ߝ௧ିଵෞ = (yt-1=α0 – α1xt-1) 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 (3.3) nhưng với hệ số ước lượng từ phương trình (3.3c). Độ trễ điều chỉnh trung bình (MAL) của truyền dẫn hoàn toàn được tính như (3.5) MAL = (β0-1)/δ (3.5) MAL đơn giản là trung bình trọng số các độ trễ và đo lường tốc độ mà lãi suất bán lẻ phản ứng đối với các chuyển động của lãi suất thị trường liên ngân hàng hoặc lãi suất chính sách theo bước trễ. Để kiểm định điều chỉnh bất cân xứng của lãi bán lẻ cần quan tâm đến vị trí lệch khỏi trạng thái cân bằng. Trường hợp này biến giả (λ) được sử dụng. Trong đó λ nhận giá trị 1 khi εt-1 > 0 và nhận giá trị 0 khi εt-1 < 0. ∆ݕ௧ = ߚ଴∆ݔ௧ + ߜଶߣߝ௧ିଵෞ + ߜଷ(1 − ߣ)ߝ௧ିଵෞ + ∑ ߚ௜∆ݔ௧ି௜௤௜ୀଵ +∑ ߛ௜∆ݕ௧ି௜௣௜ୀଵ + ߟ௧ (3.6) Trong đó δ2 tương ứng với δ trong trường hợp khi εt-1 > 0 và δ3 tương ứng với δ trong trường hợp khi εt-1 < 0. Để phát hiện điều chỉnh bất cân xứng, kiểm định Wald được thực hiện. Giả thuyết H0 của kiểm định này là δ2 = δ3. Nếu H0 chưa có được chấp nhận trong mức ý nghĩa thống kê, khi đó mô hình tồn tại δ2 ≠ δ3. Điều này hàm ý rằng vấn đề điều chỉnh bất cân xứng lãi suất bán lẻ đang tồn tại. 9 Để thỏa mãn điều kiện tồn tại đồng liên kết như nêu trong phần 3.1 12 Độ trễ điều chỉnh trung bình bất cân xứng như sau: MAL+ = (β0-1)/δ2 (3.7) MAL- = (β0-1)/δ3 (3.8) MAL+ ngụ ý tốc độ điều chỉnh trung bình khi lãi suất bán lẻ nằm phía trên vị trí cân bằng, ngược lại với MAL- Như đã nêu trong 1.2.2, điều chỉnh bất cân xứng có thể được giải thích theo giả thuyết hành vi thỏa hiệp định giá và giả thuyết hành vi người tiêu dùng. Bằng cách so sánh giá trị tuyệt đối của δ2 và δ2 có thể xác định điều chỉnh bất cân xứng lãi suất bán lẻ theo hướng tăng lên hay giảm xuống. Chẳng hạn, với lãi suất tiền gửi nếu |ߜଶ| > |ߜଷ| cho biết tồn tại điều chỉnh bất cân xứng theo hướng tăng cứng nhắc. Điều này đồng nghĩa với giả thuyết thỏa hiệp định giá. Ngược lại nếu |ߜଶ| < |ߜଷ| cho biết tồn tại điều chỉnh bất cân xứng theo hướng giảm cứng nhắc. Điều này đồng nghĩa với giả thuyết hành vi người tiêu dùng (Wang & Lee, 2009; Haughton & Iglesias, 2012). 3.2.3 Mô hình cấu trúc- ảnh hưởng của minh bạch CSTT và đô la hóa Ảnh hưởng của minh bạch chính sách tiền tệ đến truyền dẫn lãi suất Như vậy, để phân tích ảnh hưởng của minh bạch chính sách tiền tệ đến truyền dẫn lãi suất, biến giả D07 và biến tương tác của biến giả D07 được đưa vào trong phương trình (3.3c), D07 nhận giá trị 0 cho những quan sát trước tháng 11 năm 2007 và nhận giá trị 1 cho những quan sát từ tháng 11 năm 2007 trở về sau. Ngoài ra, có quan điểm cho rằng các cam kết của Việt Nam trong WTO thực hiện theo lộ trình, cột mốc quan trọng trong lộ trình này là Quốc hội thông qua Luật các tổ chức tín dụng và Luật NHNN vào tháng 6 năm 2010. Phần 2.2, Nghiên cứu cũng thảo luận sâu về vấn đề này. Vì vậy, để có thêm bằng chứng so sánh, Nghiên cứu sử dụng điểm gãy cấu trúc minh bạch CSTT tháng 6 năm 2010. Biến giả D10 và biến tương tác của biến giả D10 được đưa vào trong phương trình (3.3c), D10 nhận giá trị 0 cho những quan sát trước tháng 6 năm 2010 và nhận giá trị 1 cho những quan sát từ tháng 6 năm 2010 trở về sau. Ảnh hưởng của tỷ lệ đô la hóa cao đến truyền dẫn lãi suất Để phân tích thay đổi cấu trúc mức độ đô la hóa, Nghiên cứu sử dụng phương pháp do Levy-Yeyati (2006) đề xuất. Levy-Yeyati (2006) đã sử dụng trung vị để phân chia mức đô la hóa cao và đô la hóa thấp. Biến giả FDC được sử dụng. Quá trình phân tích tương tự như biến D07. Những quan sát có giá trị lớn hơn mức trung vị nhận giá trị 1 và nhận giá trị 0 cho những quan sát còn lại. 3.3 Ứng dụng mô hình dữ liệu bảng nghiên cứu hành vi thiết lập lãi cận biên Mô hình như sau: ܯ௜௧ = ߙ௜௧ + ෍ߚ௝ܲ ௜ܵ௧௝௝ ௝ୀଵ +෍ߜ௟ܯܧ௜௧௟௟ ௟ୀଵ + ߝ௜௧ (3.9) 13 Mô hình (3.9) được ước lượng với dữ liệu bảng10. Có ba dạng mô hình để ước lượng với dữ liệu bảng bao gồm Pooled, Fixed effect (FE) và Rankdom effect (RE). Trong Nghiên cứu này, mô hình Fixed effect (FE) được sử dụng để ước lượng mô hình (3.9). Ngoài ra, đặc điểm của lãi cận biên có thể tạo ra hiện tượng giá trị tỷ lệ cận biên hiện tại có thể chịu tác động của giá trị kỳ trước. Điều này cũng được nhiều nghiên cứu thực nghiệm trước đây phân tích (Carbo & Rodríguez, 2007; Maudos & Solisa, 2009; Chortareas và các tác giả, 2012). Vì lý do đó Luận án ước lượng mô hình (3.9) với dạng mô hình động: ܯ௜௧ = ߠܯ௜௧ିଵ + ෍ߚ௝ܲ ௜ܵ௧௝௝ ௝ୀଵ +෍ߜ௟ܯܧ௜௧௟௟ ௟ୀଵ + ߟ௜ + ߥ௜௧ (3.10) Mô hình 3.10 được Ước lượng theo phương pháp System GMM (GMMs). Mối quan hệ phi tuyến giữa thu nhập phi truyền thống và lãi cận biên Với giả thuyết H0: Tồn tại mối quan hệ phi tuyến giữa lãi cận biên và thu nhập phi truyền thống, Luận án xây dựng các biến và mô hình kiểm định giả thuyết. Nếu giả thuyết H0 trong trường hợp này được chấp nhận, nghĩa là tăng thu nhập phi truyền thống quá mức sẽ làm tăng lãi cận biên. Để tìm bằng chứng về mối quan hệ phi tuyến giữa lãi cận biên và thu nhập phi truyền thống, Nghiên cứu bổ sung biến thu nhập phi truyền thống bình phương vào mô hình (3.9). Lúc này mô hình (3.9) được viết lại như sau: ܯ௜௧ = ߙ௜௧ + ෍ߚ௝ܲܵ௜௧௝௝ ௝ୀଵ + ߳ସܲܵ௡௢௡ + ߠସܲܵ݊݋݊_ݏݍ +෍ߜ௟ܯܧ௜௧௟௟ ௟ୀଵ + ߝ௜௧ (3.11) Nếu giả thuyết H0 tồn tại kết quả ước lượng (3.11) cho thấy hệ số ߳ସ có ý nghĩa thống kê và có giá trị dương, trong khi hệ ߠସ có ý nghĩa thống kê và có giá trị âm. Mối quan hệ kỳ vọng của các biến xác định lãi cận biên trong mô hình thực nghiệm được tóm lược tại bảng 3.1. 10 Xem thêm R. Carter Hill và các tác giả (2011), chương 15. 14 Bảng 3. 1 Kỳ vọng mối quan hệ các biến xác định lãi cận biên Diễn giải Biến Nguồn Kỳ vọng Sử dụng trong nghiên cứu trước Sức mạnh thị trường (Concentration ratio_income) ps1_cr Tính toán từ dữ liệu BCTC + López-Espinosa và các tác giả (2011); Maudos & Solísa (2009); Maudos & Fernandez de Guevara (2004); Ho & Saunders (1980) Sức mạnh thị trường (Concentration ratio_asset)* ps1_crasset + Chi phí hoạt động (tổng chi phí hoạt động/Tổng TS) ps2 + Maudos & Fernandez de Guevara (2004) và Maudos & Solísa (2009), Rủi ro tín dụng (Chi phí dự phòng/Tổng dư nợ) ps3 + Maudos & Fernandez de Guevara (2004) và Maudos & Solísa (2009) Độ ngại rủi ro (Vốn CSH/Tổng TS) ps4 + McShane & Sharpe (1985); Maudos & Fernandez de Guevara (2004) và Maudos & Solísa (2009); Nguyen (2012) Rủi ro thị trường (SD VNIBOR 3 month) ps5 Tính toán từ dữ liệu Bloomb erg + Ho & Saunders (1981), Maudos và Guevara (2004), Carbo & Rodríguez (2007), Maudos & Solisa (2009) Biến tương tác ( PS3*PS5) ps6 - Maudos & Solisa (2009) Quy mô giao dich (logarithm dư nợ cho vay) PS7 Tính toán từ dữ liệu BCTC +/- Maudos & Solisa (2009) và Maudos & Fernandez de Guevara (2004) Thu nhập từ phí và hoa hồng (Thu nhập từ phí và hoa hồng/Tổng TS) ps8 - Maudos & Solisa (2009) Thu nhập khác (Thu nhập khác /Tổng TS) ps9 - Thu nhập từ kinh doanh chứng khoán (Lãi/lỗ/ kinh doanh chứng khoán/Tổng TS) ps10 - Thu nhập từ kinh doanh vàng và ngoại hối (Lãi/lỗ kinh doanh ngoại hối/Tổng TS) ps11 - PS8+PS9+PS10+PS11 psnon - Maudos & Solisa (2009) Thu nhập phi truyền thống bình phương psnon_sq + Chưa sử dụng Đa dạng doanh thu* div1 - Chưa sử dụng Đa dạng thu nhập* div2 Tính toán từ dữ liệu BCTC - Chưa sử dụng Đa dạng tài sản* div3 - Chưa sử dụng Thanh toán ngoài lãi (Chi phí ngoài lãi suất/Tổng TS) ps12 + Maudos & Solisa (2009), Ho & Saunders (1980) Chi phí cơ hội (Vốn lưu động/Tổng TS) ps13 +/- Maudos & Solisa (2009), López-Espinosa và cộng sự (2011) Chi phí cơ hội (Tiền mặt/Tổng TS)* ps13b +/- Hiệu quả quản trị (tổng chi phí/tổng doanh thu) ps14 - Maudos & Solisa (2009) và Maudos & Fernandez de Guevara (2004) Tỷ lệ tăng trưởng GDP hằng năm (%) gdp GSO +/- Martínez và Mody, 2004; Gelos, 2006; Carbo và Rodríguez, 2007; Claey và Vander Vennet, 2007; Maudos & Solisa (2009) Tỷ lệ lạm phát hằng năm (%) inf GSO +/- Demirgüç-Kunt & Huizinga, 1999; Brock & Rojas, 2000; Martinez & Mody, 2004; Claeys & Vander Vennet, 2008; Maudos & Solisa (2009) Nguồn: Tổng hợp của tác giả. * các biến này được sử dụng trong mô hình kiểm chứng (robustness check) 15 3.4 Dữ liệu nghiên cứu Nghiên cứu sử dụng dữ liệu hàng tháng từ tháng 1 năm 1999 đến tháng 7 năm 2014. Mô tả các dữ liệu được tóm tắt trong Bảng 3.3. Để nghiên cứu hành vi thiết lập lãi cận biên, Luận án quan sát dữ liệu của 44 ngân hàng thương mại và tổ chức tài chính nội địa có hoạt động tương tự như NHTM ở Việt Nam. Bảng 3. 3 Các biến trong mô hình nghiên cứu truyền dẫn lãi suất bán lẻ Diễn giải Ký hiệu biến Nguồn 1 Lãi suất tái cấp vốn PR IFS 2 Lãi suất liên ngân hàng kỳ hạn 3 tháng VNIBOR3 Bloomberg 3 Lãi suất tín phiếu kho bạc kỳ hạn 365 ngày Tbill IFS 4 Lãi suất cho vay trung bình kỳ hạn dưới 12 tháng LD IFS 5 Lãi suất tiền gửi trung bình kỳ hạn 3 tháng DR IFS 6 Minh bạch CSTT. Biến giả nhận giá trị 1 cho những quan sát từ tháng 11/2007 trở đi và nhận giá trị 0 cho những quan sát còn lại D07 Tác giả tính toán 7 Minh bạch CSTT. Biến giả nhận giá trị 1 cho những quan sát từ tháng 6/2010 trở đi và nhận giá trị 0 cho những quan sát còn lại D10 Tác giả tính toán 8 Đô la hóa. Biến giả nhận giá trị 1 cho những quan sát lớn hơn giá trị trung vị (19,6%) và nhân giá trị 0 cho những quan sát còn lại DFDC Tác giả tính toán Nguồn: Tổng hợp của tác giả 4. KẾT QUẢ PHÂN TÍCH THỰC NGHIỆM 4.1. Hiệu lực truyền dẫn lãi suất bán lẻ và hành vi điều chỉnh lãi suất bán lẻ 4.1.1 Kiểm định nghiệm đơn vị và đồng liên kết 4.1.2 Kết quả cân bằng dài hạn Kết quả ước lượng các tham số của theo phương pháp EG-OLS và PL được trình bày tóm tắt trong bảng 4.1. Hệ số của tham số α1 trong tất cả các trường hợp đều có ý nghĩa thống kê ở mức 1%. Các kiểm định về phần dư của các ước lượng EG-OLS đều là chuỗi dừng. Kết quả này cho thấy tồn tại mối cân bằng dài hạn giữa các biến lãi suất trong từng trường hợp. Khi thực hiện ước lượng theo phương pháp EG-OLS, hiện tượng tự tương quan làm cho kết quả ước lượng các tham số mất tính hiệu quả. Trong khi đó ước lượng theo phương pháp PL lại không thấy có hiện tượng tự tương quan11. Bằng phương pháp PL, các kết quả hoàn toàn thống nhất. Tất cả các trường hợp đều không xảy ra truyền dẫn hoàn toàn. Hệ số truyền dẫn trung bình ở các trường hợp ở mức cao dao động trong khoảng 11 Trong các mô hình truyền dẫn lãi suất chính sách sang lãi suất tiền gửi, DW có giá trị 1.65. Đối chiếu với kết quả tra bảng của (Savin & White, 1997) với mức ý nghĩa 1% giá DW trong khoảng 1.592 – 1.757 16 0.72 đến 0.87. Mối tương quan tìm thấy có giá trị dương ở tất cả các trường hợp. Một số tác giả như Đinh Thị Thu Hồng & Phan Đình Mạnh (2013), Lê Phan Thị Diệu Thảo & Nguyễn Thị Thu Trang (2014) cũng tìm thấy truyền dẫn lãi suất bán lẻ không hoàn toàn ở Việt Nam. Đối với mối quan hệ lãi suất chính sách cùng chiều hàm ý rằng, khi tăng lãi suất chính sách không chỉ tác động đến lãi suất bán lẻ mà còn làm tăng lãi suất thị trường liên ngân hàng. Đây là hiệu ứng tích cực hỗ trợ điều hành CSTT thắt chặt của NHNN. Trong tất cả các trường hợp hệ số chặn, đại diện cho markup hoặc markdown, Nghiên cứu tìm thấy đều có giá trị dương và có ý nghĩa thống kê. Kết quả hàm ý các ngân hàng thường cộng thêm một khoảng như phần bù rủi ro trong định giá khoản vay hoặc huy động vốn. Bảng 4. 1 Truyền dẫn lãi suất bán lẻ -Cân bằng dài hạn Lãi suất cho vay (LD) là biến phụ thuộc Ước lượng OLS Ước lượng PL Biến độc lập (x) Hệ số chặn Hệ số gốc (α1) R2 DW χ2 (α1=1) Hệ số chặn Hệ số gốc (α1) R2 DW χ2 (α1=1) (a) (b) (c) (d) (e) (f) (g) (h) (i) (j) (k) VNBOR3 5.35* 0.72* 0.70 0.29 65.97* 5.38* 0.72* 0.95 1.80 269.77* PR 6.00* 0.74* 0.73 0.25 60.77* 6.10* 0.73* 0.95 1.83 315.66* Lãi suất tiền gửi (DR) là biến phụ thuộc VNBOR3 0.89** 0.84* 0.69 0.22 15.95* 0.99* 0.83* 0.97 1.99 110.00* PR 1.84* 0.83* 0.67 0.15 15.44* 2.05* 0.80* 0.96 1.65 187.02* Lãi suất liên ngân hàng (VNIBOR3) là biến phụ thuộc PR 2.77* 0.77* 0.58 0.20 2.56* 2.85* 0.75* 0.92 1.86 126.49* TBill 2.09* 0.91* 0.57 0.33 2.58 2.38* 0.87* 0.92 1.94 21.11* Nguồn: Tính toán của tác giả từ phần mềm thống kê. *,**,*** biểu thị mức ý nghĩa thống kê 1%, 5% và 10%. Ước lượng OLS thực hiện theo phương trình yt =α0 + α1xt + εt . Ước lượng PL thực hiện theo phương trình ݕ௧ = ߙ + ߙଵݔ௧ + ∑ ݀ଵ௞(ݕ௧ି௞ + ߙ଴ + ߙଵݔ௧ି௞)௄௞ୀଵ + ∑ ݀ଶ௜∆ݔ௧ି௜௅௜ୀିଵ + ݒଵ௧ (3.3c). Độ trễ được lựa chọn theo tiêu chí AIC 4.1.3 Tác động của minh bạch chính sách tiền tệ và đô la hóa 4.1.3.1 Thay đổi cấu trúc: Minh bạch chính sách tiền tệ Kết quả ảnh hưởng thay đổi cấu trúc minh bạch CSTT được tóm tắt tại bảng 4.2. Bảng 4.2 cũng cho thấy biến giả D07 và biến tương tác D07*x đều không có ý nghĩa thống kê. Tuy nhiên bảng 4.3 cho kết quả tốt hơn về ảnh hưởng của minh bạch CSTT đến truyền dẫn lãi suất bán lẻ ở Việt Nam. Biến tương tác D10*x trong các cột (b), (c), (h), (g), (f) và (k) có giá trị dương. Điều này hàm ý rằng các truyền dẫn từ lãi suất liên ngân hàng vào lãi suất cho vay, lãi suất huy động và từ lãi suất Tbill vào lãi suất liên ngân hàng giai đoạn sau minh bạch CSTT lớn hơn so với giai đoạn trước đó. 17 Bảng 4. 2 Minh bạch chính sách tiền tệ và truyền dẫn lãi suất bán lẻ Diễn giải LDvsVNBOR3 LDvsPR DRvsVNIBOR3 DRvsPR VNIBOR3vsPR VNIBOR3vsTbill (a) (b) (c) (d) (e) (f) (g) Hệ số chặn (α0) 5.27* 5.93* 0.94*** 2.13* 3.22* 2.74* Hệ số gốc (α1) 0.73* 0.76* 0.82* 0.78* 0.70* 0.80* D07 (αd07) 0.28 0.15 0.33 0.18 -0.68 -0.43 D07*VNIBOR3/PR/Tbill (αd07*x) -0.02 -0.03 -0.01 0.0001 0.09 0.08 R2 0.95 0.95 0.97 0.96 0.93 0.92 DW 1.79 1.83 1.99 1.67 1.87 1.94 χ2 (α1=1) 14.76 18.27 6.96 34.82 11.73 4.29 Prob 0.000 0.000 0.008 0.000 0.00 0.038 χ2 (αd07= αd07*x=0) 1.71 0.43 3.66 2.82 1.50 0.539 Prob 0.424 0.80 0.16 0.243 0.47 0.76 Nguồn: Tính toán của tác giả theo phần mềm thống kê. Ước lượng PL thực hiện theo phương trình ݕ௧ = ߙ + ߙଵݔ௧ + ∑ ݀ଵ௞(ݕ௧ି௞ +௄௞ୀଵ ߙ଴ + ߙଵݔ௧ି௞) + ∑ ݀ଶ௜∆ݔ௧ି௜௅௜ୀିଵ + ߙௗ଴଻ܦ07 + ߙௗ଴଻∗௫ܦ07 ∗ ݔ௧ + ݒଵ௧ . Độ trễ được lựa chọn theo tiêu chí AIC. LDvsVNIBOR3 chỉ truyền dẫn lãi suất liên ngân hàng sang lãi suất cho vay. Tương tự cho các trường hợp còn lại. Bảng 4. 3 Minh bạch chính sách tiền tệ và truyền dẫn lãi suất bán lẻ Diễn giải LDvsVNBOR3 LDvsV NBOR3 LDvsPR LDvsPR DRvsV NIBOR 3 DRvsV NIBOR 3 DRvsPR VNIBOR3vsPR VNIBOR 3vsPR VNIBO R3vsTb ill (a) (b) (c) (d) (e) (f) (g) (h) (i) (j) (k) Hệ số chặn (α0) 5.62* 5.51* 2.44* 6.02* 1.13* 1.08* 2.08* 2.44* 2.38* 2.73* Hệ số gốc (α1) 0.68* 0.69* 0.85* 0.74* 0.80* 0.80* 0.80* 0.84* 0.85* 0.81* D10 (αd10) -0.21 -0.33 -0.09 -0.11 -0.33 -1.99* D10*VNIBOR3/P R/Tbill (αd10*x) 0.055*** 0.034* -0.05 -0.01 0.04 0.03** 0.01* -0.04 -0.07* 0.205* R2 0.95 0.95 0.93 0.95 0.97 0.97 0.96 0.93 0.93 0.93 DW 1.78 1.77 1.85 1.83 1.98 1.98 1.65 1.85 1.85 1.94 χ2 (α1=1) 172.19 256.35 18.69 130.25 64.32 107.4 86.68 18.69 18.59 17.11 Prob 0.00 0.00 0.00 0.00 0.00 0.00 0.00 0.00 0.00 0.00 χ2 (αd10= αd10*x=0) 7.89 12.09 4.82 0.12 12.09 11.68 Prob 0.019 0.002 0.089 0.94 0.00 0.00 (αd10*x = 0) 3.33 7.35 0.777 0.89 1.54 4.77 0.1 0.77 11.69 10.54 Prob 0.06 0.00 0.00 0.34 0.22 0.03 0.75 0.37 0.00 0.00 χ2 (α1 + αd10*x=1) 152.57 248.65 21.55 69.12 89.52 47.31 21.55 111.6 0.21 Prob 0.00 0.00 0.00 0.00 0.00 0.00 0.00 0.00 0.64 Nguồn: Tính toán của tác giả theo phần mềm thống kê. Ước lượng PL thực hiện theo phương trình ݕ௧ = ߙ + ߙଵݔ௧ + ∑ ݀ଵ௞(ݕ௧ି௞ + ߙ଴ + ߙଵݔ௧ି௞)௄௞ୀଵ + ∑ ݀ଶ௜∆ݔ௧ି௜௅௜ୀିଵ + ߙௗ଴଻ܦ10 + ߙௗ଴଻∗௫ܦ10 ∗ ݔ௧ + ݒଵ௧ . Độ trễ được lựa chọn theo tiêu chí AIC. LDvsVNIBOR3 chỉ truyền dẫn lãi suất liên ngân hàng sang lãi suất cho vay. Tương tự cho các trường hợp còn lại. 18 4.1.3.2 Đô la hóa và truyền dẫn lãi suất bán lẻ Hệ số của biến tương tác kỳ vọng có giá trị âm để phản ánh hệ số truyền dẫn giảm trong giai đoạn đô la hóa cao. Hay nói cách khác đô la hóa cao làm cho truyền dẫn lãi suất không hoàn toàn. Đây là điều các nhà hoạch định chính sách tiền tệ không hề mong đợi. Kết quả tại bảng 4.5 cho thấy biến tương tác có giá trị âm đã ủng hộ giả thuyết mức độ đô la hóa cao làm cho hệ số truyền dẫn lãi suất giảm đi, hay nói cách khác là CSTT kém hiệu lực. Bảng 4. 5 Ảnh hưởng của đô la hóa đến truyền dẫn lãi suất Diễn giải LDvsVNIBOR3 LDvsPR DRvsVNIBOR3 DRvsPR VNIBOR3 vsPR VNIBOR3 vsTbill (a) (b) (c) (d) (e) (f) (g) Hệ số chặn (α0) 5.35* 6.12* 1.06* 2.22* 2.94* 2.15* Hệ số gốc (α1) 0.74* 0.72* 0.84* 0.79* 0.73* 0.90* DFDC (αDFDC) 0.66** 0.01 0.47*** -0.1 -0.68*** 1.17** DFDC*PR/VNIBOR3 (αDFDC*x) -0.11* -0.01 -0.10* -0.01 0.15** -0.2* R2 0.95 0.95 0.97 0.96 0.93 0.93 DW 1.88 1.83 1.95 1.65 1.84 1.96 X2 (α1=1) 177.04 126.14 72.42 82.85 66.16 7.91 Prob 0.00 0.000 0.00 0.000 0.000 0.004 X2 (αDFDC= αDFDC*x) 21.67 0.19 28.09 4.05 13.47 8.37 Prob 0.000 0.909 0.000 0.131 0.001 0.015 X2 (α1+ αDFDC*x) 190.76 104.9 8.52 21.79 0.000 0.000 0.003 0.000 Nguồn: Tính toán của tác giả theo phần mềm thống kê. Ước lượng PL thực hiện theo phương trình ݕ௧ = ߙ + ߙଵݔ௧ + ∑ ଵ݀௞(ݕ௧ି௞ + ߙ଴ +௄௞ୀଵ ߙଵݔ௧ି௞) + ∑ ݀ଶ௜∆ݔ௧ି௜௅௜ୀିଵ + ߙி஽஼ܨܦܥ + ߙி஽஼∗௫ܨܦܥ ∗ ݔ௧ + ݒଵ௧ . Độ trễ được lựa chọn theo tiêu chí AIC. LDvsVNIBOR3 chỉ truyền dẫn lãi suất liên ngân hàng sang lãi suất cho vay. Tương tự cho các trường hợp còn lại. 4.1.4 Kết quả ước lượng cân bằng ngắn hạn và tốc độ điều chỉnh lãi suất bán lẻ Kết quả từ bảng 4.6 cho thấy hệ số hiệu chỉnh δ có dấu trùng với kỳ vọng ở tất cả các trường hợp và có ý nghĩa thống kê ngoại trừ cột (c) . Bảng 4. 6 Truyền dẫn lãi suất bán lẻ tức thời và tốc độ điều chỉnh Biến (x) LD12 vs VNBOR3 LD12 vs PR DR vs VNBOR3 DR vs PR VNIBOR3 vs PR VNIBOR3 vs Tbill (a) (b) (c) (d) (e) (f) β0 0.17* 0.39* 0.29* 0.36* 0.55* 0.22* Δ -0.11* -0.15* -0.05 -0.12** -0.11* -0.10* MAL 5.0 2.2 10.0 3.7 3.3 6.5 Nguồn: Tính toán của tác giả theo phần mềm thống kê. Ước lượng PL thực hiện theo phương trình ∆ݕ௧ = ߚ଴∆ݔ௧ + ߜܧܥ௧ିଵ + ∑ ߚ௜∆ݔ௧ି௜௤௜ୀଵ + ∑ ߛ௜∆ݕ௧ି௜௣௜ୀଵ + ݒ௧ Với ܧܥ௧ିଵ thu được từ phương trình (3.3) nhưng với tham số ước lượng PL tại phương trình (3.3c). ܧܥ௧ିଵ = ݕ௧ିଵ + ߙ଴ + ߙଵݔ௧ିଵ. Độ trễ được lựa chọn theo tiêu chí AIC. LDvsVNIBOR3 chỉ truyền dẫn lãi suất liên ngân hàng sang lãi suất cho vay. Tương tự cho các trường hợp còn lại. 19 4.1.5 Hành vi điều chỉnh lãi suất lẻ bất cân xứng Để kiểm định điều chỉnh bất cân xứng của lãi suất bán lẻ cần quan tâm đến vị trí lệch khỏi trạng thái cân bằng. Trường hợp này biến giả (K) được sử dụng. Trong đó K nhận giá trị 1 khi εt-1 > 0 và nhận giá trị 0 khi εt-1 < 0. Bảng 4. 7 Điều chỉnh cân xứng và bất cân xứng Mô hình LD12 vs VNBOR3 LD12 vs PR DR vs VNBOR3 DR vs PR VNIBOR3 vs PR VNIBOR3 vs Tbill A b c d e f β0 0.18* 0.39* 0.29* 0.36* 0.55* 0.22* δ2 -0.13* -0.13** -0.03 -0.28*** -0.20* -0.1*** δ3 -0.09*** -0.17* -0.06 -0.11*** -0.05 -0.09 x2 (δ2=δ3) 0.375 0.26 0.454 1.058 5.43 0.062 Prob 0.539 0.608 0.500 0.306 0.019 0.802 MAL+ 4.2 2.6 n/a 1.6 1.8 5.8 MAL- 6.0 2.0 n/a 4.0 4.0 7.2 Nguồn: Tính toán của tác giả theo phần mềm thống kê. Ước lượng PL thực hiện theo phương trình ∆ݕ௧ = ߚ଴∆ݔ௧ + ߜଶKܧܥ௧ିଵ + ߜଷ(1 − K) ∗ ܧܥ௧ିଵ + ∑ ߚ௜∆ݔ௧ି௜௤௜ୀଵ + ∑ ߛ௜∆ݕ௧ି௜௣௜ୀଵ + ݒ௧ . Với ܧܥ௧ିଵ thu được từ phương trình (3.3) nhưng với tham số ước lượng PL tại phương trình (3.3c). ܧܥ௧ିଵ = ݕ௧ିଵ + ߙ଴ + ߙଵݔ௧ିଵ. Trong đó K nhận giá trị 1 khi ECt-1 > 0 và nhận giá trị 0 khi ECt-1 < 0. Độ trễ được lựa chọn theo tiêu chí AIC. LDvsVNIBOR3 chỉ truyền dẫn lãi suất liên ngân hàng sang lãi suất cho vay. Tương tự cho các trường hợp còn lại. Bảng 4.7 trình bày tóm tắt kết quả phân tích tốc độ điều chỉnh bất cân xứng. Các hệ số kiểm định điều chỉnh bất cân xứng (δ2 và δ3) mang giá trị âm ở các cột a, b và d. Điều này hàm ý tồn tại điều chỉnh lãi suất bất cân xứng ở Việt Nam cho những mối quan hệ trong các trường hợp này. Như đã nêu trong phần 3.2.3, Đối với lãi suất tiền gửi nếu |ߜଶ| > |ߜଷ| (tương đương ܯܣܮା < ܯܣܮି) cho biết tồn tại điều chỉnh bất cân xứng theo hương tăng cứng nhắc. Điều này đồng nghĩa với giả thuyết thỏa hiệp định giá. Ngược lại nếu |ߜଶ| ܯܣܮି) cho biết tồn tại điều chỉnh bất cân xứng theo hương giảm cứng nhắc. Điều này đồng nghĩa với giả thuyết hành vi người tiêu dùng; Đối với lãi suất cho vay |ߜଶ| > |ߜଷ| (tương đương ܯܣܮା < ܯܣܮି) cho biết tồn tại điều chỉnh bất cân xứng theo hương giảm cứng nhắc. Điều này đồng nghĩa với giả thuyết hành vi người tiêu dùng. Ngược lại nếu |ߜଶ| < |ߜଷ| (tương đương ܯܣܮା > ܯܣܮି) cho biết tồn tại điều chỉnh bất cân xứng theo hương tăng cứng nhắc. Điều này đồng nghĩa với giả thuyết thỏa hiệp định giá; 4.2 Các yếu tố quyết định lãi cận biên tác động đến điều chỉnh lãi suất bán lẻ 4.2.1 Kết quả mô hình dữ liệu bảng với ước lượng Fixed effect Kết quả các mô hình ước lượng mô hình (3.9) và mô hình (3.11) với ước lượng fixed effect (FE) được trình bày trong bảng 4.8. Nhìn chung, kết quả phân tích hồi quy tóm tắt tại bảng 4.8 cho thấy các dấu của hệ số hồi quy đều đúng với kỳ vọng ban đầu và có ý nghĩa thống kê ngoại trừ biến chi phí hoạt động. Tham số của biến này có đúng dấu kỳ vọng nhưng chưa có ý nghĩa thống kê. 20 Bảng 4. 8 Kết quả ước lượng mô hình (3.9) và (3.11) với Fixed effect Diễn giải Biến FE-vce FE-vce FE-vce (a) (b) (c) (d) (e) Concentration ratio_income ps1_cr 0.078 0.096*** 0.08*** (0.047) (0.051) (0.04) Chi phí hoạt động (tổng chi phí hoạt động/Tổng TS) ps2 0.051 0.003 0.237 (0.235) (0.263) (0.182) Rủi ro tín dụng (Chi phí dự phòng/Tổng dư nợ) ps3 0.247*** 0.308** 0.132 (0.124) (0.147) (0.112) Độ ngại rủi ro (Vốn CSH/Tổng TS) ps4 0.084* 0.089* 0.059* (0.021) (0.024) (0.016) Rủi ro thị trường (SD VNIBOR 3 month) ps5 0.019* 0.019* 0.019* (0.005) (0.004) (0.004) Biến tương tác ( PS3*PS5) ps6 -0.194** -0.154** -0.149** (0.077) (0.061) (0.057) Thu nhập từ phí và hoa hồng (Thu nhập từ phí và hoa hồng/Tổng TS) ps8 -0.886* (0.258) Thu nhập khác (Thu nhập khác /Tổng TS) ps9 -0.846* (0.147) Thu nhập từ kinh doanh chứng khoán (Lãi/lỗ/ kinh doanh chứng khoán/Tổng TS) ps10 -0.41*** (0.212) Thu nhập từ kinh doanh vàng và ngoại hối (Lãi/lỗ kinh doanh ngoại hối/Tổng TS) ps11 -1.011* (0.272) PS8+PS9+PS10+PS11 psnon -0.695* -1.576* (0.124) (0.209) Thu nhập phi truyền thống bình phương psnon_sq 28.206* (6.708) Thanh toán ngoài lãi (Chi phí ngoài lãi suất/Tổng TS) ps12 1.262* 1.123* 0.735* (0.176) (0.165) (0.239) Chi phí cơ hội (Vốn lưu động/Tổng TS) ps13 -0.027* -0.028* -0.038* (0.006) (0.006) (0.005) Hiệu quả quản trị (tổng chi phí/tổng doanh thu) ps14 -0.083* -0.085* -0.092* (0.013) (0.012) (0.01) Tỷ lệ tăng trưởng GDP hằng năm (%) gdp -0.421* -0.454* -0.488* (0.097) (0.103) (0.102) Tỷ lệ lạm phát hằng năm (%) inf 0.021** 0.015*** 0.018** (0.008) (0.008) (0.007) Hằng số _cons 0.114* 0.117* 0.134* (0.015) (0.014) (0.011) Ngưỡng Psnon 1.03 R-sq: within 0.72 0.71 0.77 Nguồn: Tác giả tổng hợp từ kết quả ước lượng trên phần mềm thống kê Stata. Trong bài viết này *,**,*** biểu thị mức ý nghĩa thống kê lần lượt là 1%, 5% và 10%. Giá trị trong ngoặc đơn thể hiện sai số thống kê. Ngưỡng Psnon = EXP(-PSnon/(2PSnon_sq)). Các kết quả Hausman test giúp đánh giá mô hình FE có phù hợp hay không. Giả thuyết H0 của kiểm định này là cov(ܺ௜௧ ,ݑ௜ ) #0. Nếu giả thuyết này đủ bằng chứng bác bỏ nghĩa là mô hình FE phù hợp. Modified Wald test và Wooldridge test được sử dụng để kiểm tra vấn đề phương sai thay đổi và tự tương quan bậc nhất. Giả thuyết H0 của Modified Wald test là không có hiện tượng phương sai thay đổi. Giả thuyết H0 của Wooldridge test không có tự tương quan bậc 1 trong mô hình hồi quy FE. Với mức ý nghĩa 5% kết quả chấp nhận giả thuyết H0 của kiểm định Hausman nghĩa là mô hình FE cho kết quả đúng. Hai kiểm định Modified Wald và Wooldridge cho thấy các mô hình tồn tại tự tương quan bậc 1 và phương sai thay đổi. Bảng 4.8 trình bày kết quả mô hình FE sau khi khắc phục phương sai thay đổi. Các hệ số có ý nghĩa thống kê và có mối quan hệ phù hợp với kỳ vọng cho thấy lo lắng về đa cộng tuyến giữa các biến PS2 vs PS3, PS14 vs PS2 và PS14 vs PS3 không đáng kể. 21 4.2.2 Kết quả mô hình dữ liệu bảng động Bảng 4.11 và 4.12 tóm tắt các kết quả System GMM sau khi hiệu chỉnh sai số. Nhìn chung, dấu kỳ vọng giữa các biến giải thích và biến phụ thuộc (M) khá nhất quán với nhau giữa các mô hình (System GMM một bước và System GMM hai bước) và gần như không thay đổi so với mô hình FE đã thực hiện ban đầu trừ biến rủi ro thị trường (PS5), biến tương tác (PS6) không có ý nghĩa thống kê. Các tham số thu nhập từ phí và hoa hồng, thu nhập từ kinh doanh chứng khoán, thu nhập từ kinh doanh vàng và ngoại hối, thu nhập khác có ảnh hưởng lớn đến lãi cận biên tương đương với ước lượng FE, các tham số PSnon và PSnon_sq có mối quan hệ với lãi cận biên theo xu hướng đổi chiều từ tương quan âm sang tương quan dương và có ý nghĩa thống kê ở mức 1%. Kết quả này khẳng định hành vi thiết lập lãi cận biên theo chiến lược tài trợ chéo giữa thu nhập truyền thống và kinh doanh hiện đại. Tuy nhiên, nếu tăng qua mức kinh doanh hiện đại chiến lược tài trợ chéo không còn hiệu quả. Với ước lượng GMMs giá trị ngưỡng PSnon được tìm thấy ở mức 1.05% tổng tài sản. Để có thêm bằng chứng về mối quan hệ phi tuyến nghiên cứu sử dụng thêm phân tích đồ thị dạng phương trình bậc 2 giữa lãi cận biên với thu nhập phi truyền thống. Kết quả được mô phỏng trong hình 4.2. Bảng 4. 11 Mô hình dữ liệu bảng động ước lượng với System GMM Diễn giải Biến One step Two step One step Two step One step Two step (a) (b) (c) (d) (e) (f) (g) (h) Lag M L1. 0.033 0.031 0.075 0.066 0.092 0.086 (0.119) (0.095) (0.127) (0.1) (0.108) (0.113) Concentration ratio_income ps1_cr 0.275*** 0.188** 0.243 0.113 0.206 0.149 (0.146) (0.081) (0.165) (0.108) (0.141) (0.098) Chi phí hoạt động (tổng chi phí hoạt động/Tổng TS) ps2 0.437 0.725* 0.417 0.783* 0.471*** 0.749* (0.351) (0.254) (0.335) (0.247) (0.274) (0.253) Rủi ro tín dụng (Chi phí dự phòng/Tổng dư nợ) ps3 0.282 0.378** 0.306 0.469** 0.239 0.379** (0.222) (0.144) (0.25) (0.188) (0.23) (0.18) Độ ngại rủi ro (Vốn CSH/Tổng TS) ps4 0.103** 0.087* 0.103*** 0.07** 0.086*** 0.07* (0.048) (0.028) (0.055) (0.031) (0.045) (0.023) Rủi ro thị trường (SD VNIBOR 3 month) ps5 0.006 0.007 0.003 0.005 0.001 0.003 (0.01) (0.009) (0.007) (0.007) (0.007) (0.008) Biến tương tác ( PS3*PS5) ps6 0.145 -0.017 0.118 -0.047 0.049 0.025 (0.399) (0.294) (0.393) (0.264) (0.294) (0.231) Thu nhập từ phí và hoa hồng (Thu nhập từ phí và hoa hồng/Tổng TS) ps8 -0.944*** -1.112** (0.486) (0.434) Thu nhập khác (Thu nhập khác /Tổng TS) ps9 -1.226* -1.074* (0.291) (0.287) Thu nhập từ kinh doanh chứng khoán (Lãi/lỗ/ kinh doanh chứng khoán/Tổng TS) ps10 -1.618** -1.65* (0.633) (0.42) Thu nhập từ kinh vàng và ngoại hối (Lãi/lỗ kinh doanh ngoại hối/Tổng TS) ps11 -1.824* -1.405* (0.463) (0.462) 22 Bảng 4. 12 Mô hình dữ liệu bảng động ước lượng với System GMM (tt) Diễn giải Biến One step Two step One step Two step One step Two step (a) (b) (c) (d) (e) (f) (g) (h) PS8+PS9+PS10+PS11 psnon -1.218* -1.108* -1.738* -1.533* (0.281) (0.274) (0.323) (0.38) Thu nhập phi truyền thống bình phương psnon_sq 19.803* 16.108** (7.134) (6.667) Thanh toán ngoài lãi (Chi phí ngoài lãi suất/Tổng TS) ps12 1.35* 1.19* 1.365* 1.285* 0.995* 0.961* (0.379) (0.354) (0.36) (0.305) (0.345) (0.336) Chi phí cơ hội (Vốn lưu động/Tổng TS) ps13 -0.026** -0.025** -0.029** -0.025*** -0.033** -0.03** (0.013) (0.012) (0.013) (0.014) (0.013) (0.012) Hiệu quả quản trị (tổng chi phí/tổng doanh thu) ps14 -0.098* -0.095* -0.099* -0.101* -0.102* -0.103* (0.021) (0.016) (0.022) (0.022) (0.019) (0.02) Tỷ lệ tăng trưởng GDP hằng năm (%) gdp -0.436** -0.241 -0.399** -0.235 -0.43** -0.269*** (0.201) (0.149) (0.173) (0.147) (0.171) (0.147) Tỷ lệ lạm phát hằng năm (%) inf 0.041 0.028 0.067*** 0.053 0.08** 0.054 (0.045) (0.029) (0.035) (0.036) (0.031) (0.036) Hằng số _cons 0.114* 0.1* 0.111* 0.103* 0.12* 0.111* (0.032) (0.025) (0.031) (0.028) (0.029) (0.026) Ngưỡng Psnon 1.05 1.049 Number of () [] (39) [44] (39) [44] (30) [44] (30) [44] (33) [44] (33) [44] Arellano-Bond test for AR(1) 0.018 0.039 0.03 0.065 0.062 0.128 Arellano-Bond test for AR(2) 0.3 0.189 0.424 0.252 0.286 0.24 Hansen-J test (p-value) 0.752 0.752 0.711 0.711 0.724 0.724 P-value for levels: Hansen test excluding group/Difference (null H = exogenous) 0.64/0.68 0.64/0.68 0.34/0.82 0.34/0.82 0.37/0.82 0.37/0.82 P-value for iv: : Hansen test excluding group/Difference (null H = exogenous) 0.73/0.59 0.73/0.59 0.59/0.65 0.59/0.65 0.59/0.65 0.59/0.65 Nguồn: Tác giả tổng hợp từ kết quả ước lượng trên phần mềm thống kê. Trong bài viết này *,**,*** biểu thị mức ý nghĩa thống kê lần lượt là 1%, 5% và 10%. Giá trị trong ngoặc đơn thể hiện sai số thống kê. Ngưỡng Psnon = EXP(-PSnon/(2PSnon_sq)). Giá trị trong ngoặc đơn và ngoặc vuông dòng (Number of () []) là số biến công cụ và số đơn vị chéo trong dữ liệu bảng. Vấn đề sai số trong ước lượng System GMM được khắc phục theo đề xuất Windmeijer (2005). Cuối mỗi bảng trình bày kết quả các kiểm định tự tương quan bậc 1 (Arellano-Bond test for AR(1) in first differences), tự tương quan bậc 2 (Arellano-Bond test for AR(2) in first differences), kiểm định độ tin cậy của mô hình (Hansen test) khi có ràng buộc quá mức (overidentification). Giả thuyết H0 của kiểm định Arellano –Bond là không tồn tại tự tương quan bậc nhất của phần dư trong ước lượng GMMs hệ thống. Giả thuyết H0 của kiểm định Hansen là các ràng buộc (các biến công cụ) có ý nghĩa. Kết quả kiểm định Hansen (J test) và C test cho thấy tất cả các trường hợp các ràng buộc quá mức đều có giá trị. Nghĩa là biến công cụ phù hợp. Số biến công cụ nhỏ hơn số đơn vị chéo trong dữ liệu bảng cho thấy các kết quả ước lượng với biến công cụ có tính hiệu quả. Hình 4. 2 Mô phỏng quan hệ phi tuyến giữa lãi cận biên với thu nhập phi truyền thống Nguồn: Tác giả thực trên phần mềm thống kê 23 4.3 Các mô hình kiểm chứng (Robustness checks) 4.3.1 Truyền dẫn lãi suất bán lẻ tiếp cận từ mô hình VAR Trong phần này Nghiên cứu tiếp cận truyền dẫn lãi suất bán lẻ theo mô hình VAR. Mô hình này cũng được (Bondt, 2002) áp dụng trong nghiên cứu truyền dẫn lãi suất bán lẻ ở khu vực các quốc gia Châu âu. Nghiên cứu thực hiện ba trật tự để thực hiện phân tích cơ chế truyền dẫn gồm (4.2). (4.3) và (4.4) bên dưới. Mô hình (4.2) thể hiện cơ chế truyền dẫn lãi suất chính sách đến lãi suất tiền gửi và cho vay. Mô hình (4.3) thể hiện cơ chế truyền dẫn lãi suất thị trường liên ngân hàng đến lãi suất tiền gửi và cho vay. Trong khi mô hình (4.3) thể hiện cơ chế truyền dẫn lãi suất chính sách và T-bill đến lãi suất thị trường liên ngân hàng. Các cú sốc được chuẩn hóa như phương trình (4.5). Các mô hình được thực hiện với cùng mức trễ bằng 6 theo tiêu chí AIC. Kết quả phản ứng xung với cú sốc 1% của các mô hình (4.2), (4.3) và (4.4) lần lượt được mô phỏng trong hình 4.3 đến 4.5 Hình 4. 3 Phản ứng truyền dẫn lãi suất chính sách (PR) đến lãi suất bán lẻ Nguồn: Tính toán của tác giả. Response DR to shock PR thể hiện phản ứng của DR đối với cú sốc tăng 1% lãi suất chính sách, Responses DR to shock PR(-1) thể hiện phản ứng của DR đối với cú sốc giảm 1% lãi suất chính sách. Tương tự cho các biến còn lại. Hình 4. 4 Phản ứng truyền dẫn lãi suất liên ngân hàng đến lãi suất bán lẻ Nguồn: Tính toán của tác giả. Response DR to shock VNIBOR3 thể hiện phản ứng của DR đối với cú số tăng 1% lãi suất liên ngân hàng, Responses DR to shock VNIBOR3(-1) thể hiện phản ứng của DR đối với cú sốc giảm 1% lãi suất liên ngân hàng. Tương tự cho các biến còn lại. -10 0 10 20 1 3 5 7 9 11 13 15 17 19 21 23 Responeses DR to shock PR Responeses LD to shock PR Responeses DR to shock PR(-1) Responeses LD to shock PR(-1) -10 -5 0 5 10 1 3 5 7 9 11 13 15 17 19 21 23 Responeses DR to shock VNIBOR3 Responeses LD to shock VNIBOR3 Responeses DR to shock VNIBOR3(-1) 24 Hình 4. 5 Phản ứng truyền dẫn lãi suất chính sách (PR) và T-bill đến lãi suất thị trường liên ngân hàng Nguồn: Tính toán của tác giả. Response VNIBOR3 to shock PR thể hiện phản ứng của VNIBOR3 đối với cú sốc tăng 1% lãi suất chính sách, Responses VNIBOR3 to shock PR(-1) thể hiện phản ứng của VNIBOR3 đối với cú sốc giảm 1% lãi suất chính sách. Tương tự cho các biến còn lại. 4.3.2 Mô hình kiểm chứng hành vi thiết lập lãi cận biên Như phân tích trong phần 2.3.3, chỉ số sức mạnh thị trường được đo lường theo thị phần còn có thể đo lường theo giá trị tổng tài sản (Crt_asset). Trong phần này chỉ số sức mạnh thị trường được đo lường bằng chỉ số PS1_Crasset được sử dụng để phân tích kiểm chứng. Ngoài ra, nghiên cứu cũng sử dụng chỉ tiêu đo lường đa dạng hóa thu nhập (DIV2) như Trinugroho và cộng sự (2014) sử dụng, đa dạng hóa doanh thu (DIV1) và đa dạng hóa tài sản (DIV3) như Lin và cộng sự (2012) sử dụng để phân tích chiến lược tài trợ chéo giữa thu nhập cho vay thuần túy và các nghiệp vụ kinh doanh hiện đại. Các chỉ tiêu được tính toán như bảng 4.13. Bảng 4. 13 Các chỉ tiêu đo lường đa dạng hóa doanh thu, thu nhập và tài sản STT Công thức tính Ghi chú 1 DIV1 = 1-|૛࢞− ૚| Với x là tỷ lệ tổng thu nhập phi truyền thống so với tổng thu nhập hoạt động 2 DVI2 = ቈ૚ − ൤ቀࡵࡺࢀ ࡾࢂࡱ ቁ ૛ + ቀ࡯ࡻࡹ ࡾࢂࡱ ቁ ૛ + ቀࢀࡾ࡭ࡰ ࡾࢂࡱ ቁ ૛ + ቀ ࡻ࢚ࢎࢋ࢘ ࡾࢂࡱ ቁ ૛ ൨቉ ∗ ૚૙૙ Với INT, COM, TRAD, Other lần lượt là thu nhập từ lãi suất, thu nhập từ phí và hoa hồng, thu nhập từ kinh doanh chứng khoán, vàng ngoại hối và thu nhập khác. RVE là tổng thu nhập. 3 DIV3 = 1-|૛࢞− ૚| Với x là dư nợ trên tổng tài sản Nguồn: Thực hiện theo Trinugroho và cộng sự (2014); Lin và cộng sự (2012). DIV1 và DIV3 có giá trị từ 0 đến 1. DIV2 có giá trị từ 0 đến 0.75. Giá trị lớn hơn thể hiện mức độ đa dạng hóa cao hơn. Bảng 4.14 trình bày kết quả phân tích các mô hình Robustness với phương pháp ước lượng FE. Bảng 4.14 trình bày kết quả phân tích các mô hình Robustness với phương pháp ước lượng GMMs . Kết quả ước lượng trong bảng 4.14 và 4.15 cho thấy hầu hết các tham số ước lượng đều có tương quan đúng với kỳ vọng và không có nhiều khác biệt so với kết quả ước lượng trong phần 4.2. – Trong mô hình kiểm chứng, tham số của biến sức mạnh thị trường, đa dạng hóa thu nhập có tương quan cùng chiều với lãi cận biên trong mức ý nghĩa thống kê ở tất cả các ước lượng. Kết quả này phù hợp với kết quả đã tìm được trước đó và kỳ vọng của nghiên cứu. Tham số biến đa dạng hóa tài sản có tương quan cùng chiều nhưng hệ số chưa có ý nghĩa thống kê. – Biến chi phí cơ hội đo lường bằng chỉ tiêu tiền mặt/Tổng TS có tương quan cùng chiều nhưng hệ số chưa có ý nghĩa thống kê. -10 -5 0 5 10 15 1 3 5 7 9 11 13 15 17 19 21 23 Responeses VNIBOR3 to shock Tbill Responeses VNIBOR3 to shock PR Responeses VNIBOR3 to shock PR(-1) 25 Bảng 4. 14 Kết quả mô hình robustness với ước lượng Fixed effect Diễn giải Biến FE-vce FE-vce FE-vce FE-vce (a) (b) (c) (d) (e) (f) Concentration ratio_income ps1_cr 0.043 0.041 (0.037) (0.039) Concentration ratio_asset ps1_crasset -0.032 -0.058 (0.05) (0.06) Chi phí hoạt động (tổng chi phí hoạt động/Tổng TS) ps2 0.15 0.136 0.138 0.119 (0.242) (0.233) (0.243) (0.234) Rủi ro tín dụng (Chi phí dự phòng/Tổng dư nợ) ps3 0.171 0.135 0.165 0.126 (0.15) (0.142) (0.152) (0.144) Độ ngại rủi ro (Vốn CSH/Tổng TS) ps4 0.071* 0.081* 0.07* 0.08* (0.022) (0.022) (0.022) (0.022) Rủi ro thị trường (SD VNIBOR 3 month) ps5 0.014** 0.015** 0.014** 0.014** (0.006) (0.006) (0.006) (0.006) Biến tương tác ( PS3*PS5) ps6 -0.154* -0.118** -0.159* -0.125** (0.049) (0.057) (0.05) (0.058) Đa dạng doanh thu div1 -0.016* -0.017* -0.017* -0.017* (0.003) (0.003) (0.003) (0.003) Đa dạng thu nhập div2 -0.002 -0.001 -0.002 -0.0003 (0.004) (0.004) (0.004) (0.004) Đa dạng tài sản div3 0.008 0.009 0.008 0.009 (0.006) (0.006) (0.006) (0.006) Thanh toán ngoài lãi (Chi phí ngoài lãi suất/Tổng TS) ps12 0.343** 0.385* 0.339** 0.38** (0.131) (0.141) (0.13) (0.14) Chi phí cơ hội (Vốn lưu động/Tổng TS) ps13 -0.021* -0.021* (0.006) (0.006) Chi phí cơ hội (Tiền mặt/Tổng TS) ps13b 0.023 0.026 (0.019) (0.019) Efficiency (tổng chi phí/tổng doanh thu) ps14 -0.08* -0.075* -0.079* -0.073* (0.01) (0.01) (0.01) (0.01) Tỷ lệ tăng trưởng GDP hằng năm (%) gdp -0.374* -0.353** -0.352** -0.324** (0.138) (0.147) (0.139) (0.149) Tỷ lệ lạm phát hằng năm (%) inf 0.016 0.003 0.015 0.002 (0.011) (0.012) (0.011) (0.012) Hằng số _cons 0.104* 0.092* 0.104* 0.091* (0.012) (0.011) (0.012) (0.011) R-sq: within 0.73 0.71 0.73 0.71 Nguồn: Tác giả tổng hợp từ kết quả ước lượng trên phần mềm thống kê Stata. Trong bài viết này *,**,*** biểu thị mức ý nghĩa thống kê lần lượt là 1%, 5% và 10%. Các kết quả Hausman test giúp đánh giá mô hình FE có phù hợp hay không. Giả thuyết H0 của kiểm định này là cov(X_it,u_i ) #0. Nếu giả thuyết này đủ bằng chứng bác bỏ nghĩa là mô hình FE phù hợp. Modified Wald test và Wooldridge test được sử dụng để kiểm tra vấn đề phương sai thay đổi và tự tương quan bậc nhất. Giả thuyết H0 của Modified Wald test là không có hiện tượng phương sai thay đổi. Giả thuyết H0 của Wooldridge test không có tự tương quan bậc 1 trong mô hình hồi quy FE. Với mức ý nghĩa 5% kết quả chấp nhận giả thuyết H0 của kiểm định Hausman nghĩa là mô hình FE cho kết quả đúng. Hai kiểm định Modified Wald và Wooldridge cho thấy các mô hình tồn tại tự tương quan bậc 1 và phương sai thay đổi. Bảng 4.14 trình bày kết quả mô hình FE sau khi khắc phục phương sai thay đổi. Các hệ số có ý nghĩa thống kê và có mối quan hệ phù hợp với kỳ vọng cho thấy lo lắng về đa cộng tuyến giữa các biến PS2 vs PS3, PS14 vs PS2 và PS14 vs PS3 không đáng kể. 26 Bảng 4. 15 Kết quả ước lượng mô hình Robustness với phương pháp GMMs Diễn giải Biến One step Two step One step Two step (a) (b) (c) (d) (e) (f) Lag M L1. 0.087 -0.003 0.088 0.045 (0.131) (0.106) (0.138) (0.116) Concentration ratio_income ps1_cr 0.134 0.046 (0.114) (0.129) Concentration ratio_asset ps1_crasset 0.121*** 0.115*** (0.066) (0.064) Chi phí hoạt động (tổng chi phí hoạt động/Tổng TS) ps2 0.687** 0.98* 0.693* 0.983* (0.282) (0.282) (0.255) (0.233) Rủi ro tín dụng (Chi phí dự phòng/Tổng dư nợ) ps3 0.243 0.403*** 0.237** 0.292*** (0.163) (0.211) (0.109) (0.148) Độ ngại rủi ro (Vốn CSH/Tổng TS) ps4 0.082** 0.048 0.082* 0.059** (0.037) (0.038) (0.026) (0.024) Rủi ro thị trường (SD VNIBOR 3 month) ps5 0.025*** 0.029*** 0.028** 0.027*** (0.013) (0.014) (0.013) (0.015) Biến tương tác ( PS3*PS5) ps6 -0.321 -0.553 -0.3 -0.442 (0.276) (0.414) (0.279) (0.346) Đa dạng doanh thu div1 -0.023* -0.023* -0.026* -0.026* (0.004) (0.005) (0.004) (0.005) Đa dạng thu nhập div2 -0.014* -0.014* -0.015* -0.014* (0.005) (0.005) (0.005) (0.005) Đa dạng tài sản div3 -0.003 -0.003 -0.002 -0.001 (0.006) (0.006) (0.005) (0.007) Thanh toán ngoài lãi (Chi phí ngoài lãi suất/Tổng TS) ps12 0.059 0.107 0.029 0.031 (0.153) (0.162) (0.173) (0.153) Chi phí cơ hội (Vốn lưu động/Tổng TS) ps13 -0.019** -0.018** (0.008) (0.007) Chi phí cơ hội (Tiền mặt/Tổng TS) ps13b 0.018 0.01 (0.034) (0.051) Efficiency (tổng chi phí/tổng doanh thu) ps14 -0.094* -0.092* -0.094* -0.095* (0.016) (0.015) (0.015) (0.018) Tỷ lệ tăng trưởng GDP hằng năm (%) gdp -0.276 -0.147 -0.257 -0.147 (0.171) (0.18) (0.177) (0.202) Tỷ lệ lạm phát hằng năm (%) inf -0.008 -0.016 -0.033 -0.025 (0.038) (0.045) (0.04) (0.046) Hằng số _cons 0.11* 0.105* 0.106* 0.1* (0.024) (0.018) (0.02) (0.019) Number of () [] (36) [44] (36) [44] (37) [44] (37) [44] Arellano-Bond test for AR(1) 0.006 0.287 0.002 0.099 Arellano-Bond test for AR(2) 0.53 0.368 0.432 0.424 Hansen-J test (p-value) 0.252 0.252 0.179 0.179 P-value for levels: Hansen test excluding group/Difference (null H = exogenous) 0.17/0.43 0.17/0.43 0.62/0.07 0.62/0.07 P-value for iv: : Hansen test excluding group/Difference (null H = exogenous) 0.53/0.15 0.53/0.15 0.38/0.15 0.38/0.15 Nguồn: tính toán của tác giả. Trong bài viết này *,**,*** biểu thị mức ý nghĩa thống kê lần lượt là 1%, 5% và 10%. Giá trị trong ngoặc đơn thể hiện sai số thống kê. Giá trị trong ngoặc đơn và ngoặc vuông dòng (Number of () []) là số biến công cụ và số đơn vị chéo. Vấn đề sai số trong ước lượng System GMM được khắc phục theo đề xuất Windmeijer (2005). Cuối mỗi bảng trình bày kết quả các kiểm định tự tương quan bậc 1 (Arellano-Bond test for AR(1) in first differences), tự tương quan bậc 2 (Arellano- Bond test for AR(2) in first differences), kiểm định độ tin cậy của mô hình (Hansen test) khi có ràng buộc quá mức (overidentification). Giả thuyết H0 của kiểm định Arellano –Bond là không tồn tại tự tương quan bậc nhất của phần dư trong ước lượng GMM hệ thống. Giả thuyết H0 của kiểm định Hansen là các ràng buộc (các biến công cụ) có ý nghĩa. Kết quả kiểm định Hansen (J test) và C test cho thấy tất cả các trường hợp các ràng buộc quá mức đều có giá trị. Nghĩa là biến công cụ phù hợp. Số biến công cụ nhỏ hơn số đơn vị chéo trong dữ liệu bảng cho thấy các kết quả ước lượng với biến công cụ có tính hiệu quả. 27 5. KẾT LUÂN VÀ CÁC HÀM Ý CHÍNH SÁCH 5.1 Các kết luận  Luận án đã thực hiện các phân tích đo lường hệ số số truyền dẫn lãi suất bán lẻ và tìm hiểu các yếu tố ảnh hưởng đến quá trình truyền dẫn lãi suất bán lẻ ở Việt Nam.  Qua các mô hình thực nghiệm, Luận án tìm thấy lãi suất bán lẻ và lãi suất chính sách có mối quan hệ đồng liên kết. Các hệ số truyền dẫn từ lãi suất chính sách đến lãi suất bán lẻ nhỏ hơn 1 trong mức ý nghĩa thống kê. Điều này hàm ý rằng truyền dẫn lãi suất bán lẻ không hoàn toàn.  Các mô hình thực nghiệm cũng giúp Luận án phát hiện các yếu tố ảnh hưởng đến quá trình truyền dẫn lãi suất bán lẻ ở Việt Nam. Đầu tiên, giai đoạn tăng minh bạch CSTT có tác động làm tăng hệ số truyền dẫn lãi suất bán lẻ. Điều này có nghĩa minh bạch CSTT làm tăng hiệu lực CSTT. Trong khi đó, đô la hóa cao có ảnh hưởng ngược chiều đến hệ số truyền dẫn lãi suất bán lẻ. Nghĩa là, khi hiện tượng đô la hóa tăng lên hiệu lực kênh truyền dẫn lãi suất sẽ giảm xuống.  Luận án cũng tìm ra bằng chứng cho thấy tồn tại điều chỉnh bất cân xứng lãi suất bán lẻ. Các kiểm định cho thấy giả thuyết hành vi thỏa hiệp định giá và hành vi người tiêu dùng cùng tồn tại ở Việt Nam.  Ngoài lãi suất chính sách, phân tích các yếu tố quyết định lãi cận biên đã giúp Luận án có thêm bằng chứng giải thích hành vi điều chỉnh lãi suất bán lẻ. Ngoài các yếu tố được đề cập trong mô hình của Maudos & Solisa (2009), Nghiên cứu còn xem xét mối quan hệ phi tuyến giữa thu nhập phi truyền thống và lãi cận biên ở hệ thống NHTM Việt Nam. Các NHTM Việt Nam đã thực hiện chiến lược tài trợ chéo. Tuy nhiên mô hình thực nghiệm cũng chỉ ra mối quan hệ này là phi tuyến (dạng chữ U). Khi hoạt động phi truyền thống tăng cao quá ngưỡng trong khoảng 1.05-1.40% rủi ro của chiến lược này lớn hơn nên thu nhập phi truyền thống không thể tài trợ chéo cho hoạt động cho vay truyền thống.  Về học thuật, với các kết quả đạt được từ mô hình thực nghiệm, Luận án đã bổ sung vào khoảng trống các tranh luận còn thiếu về truyền dẫn lãi suất bán lẻ ở Việt Nam, một điển hình của các nền kinh tế chuyển đổi đang trong giai đoạn phát triển. Luận án đã bổ sung thêm tranh luận ảnh hưởng của minh bạch CSTT, ảnh hưởng của đô la hóa đến hiệu lực CSTT. Khi vận dụng mô hình thiết lập lãi cận biên giải thích ảnh hưởng của các yếu tố ngoài lãi suất chính sách đến điều chỉnh lãi suất bán lẻ, Luận án đã phát triển và kiểm chứng giả thuyết mối quan hệ phi tuyến giữa lãi cận biên và thu nhập phi truyền thống. Với phát hiện mối quan hệ phi tuyến giữa thu nhập ngoài lãi vay với lãi cận biên theo dạng chữ U, điều này hàm ý rằng nếu các NHTM tăng các hoạt động ngoài lãi vay quá mức sẽ không giúp các NHTM giảm lãi suất cho vay như giả thuyết tài trợ chéo mà ngược lại. Hiệu ứng phi tuyến dạng chữ U tìm thấy trong hệ thống NHTM Việt Nam cho biết lãi suất cho vay sẽ tăng lên khi thực hiện hoạt động ngoài lãi vay quá mức. 5.2 Các hàm ý chính sách Từ kết quả nghiên cứu hiệu lực CSTT và hành vi của NHTM, Luận án thấy rằng để các kênh truyền dẫn tạo ra tác động như mong đợi đối với mục tiêu giá cả và sản lượng nhà hoạch định chính sách nên quan tâm đến một số vấn đề cơ bản sau: 28 i. Hiệu lực của CSTT qua kênh lãi suất có liên quan đến minh bạch chính sách. Như vậy, để CSTT phát huy hiệu lực như mong đợi, Việt Nam nên nổ lực thực hiện các cam kết về minh bạch chính sách đã ký kết khi gia nhập WTO và các hiệp định thương mại, khu vực kinh tế chung. NHNN từng bước thiết lập cơ chế thị trường nhiều hơn cho lãi suất bán lẻ. NHNN nên định hướng thông tin đầy đủ dưới dạng văn bản luật các nội dung như: + Các mục tiêu chính sách và các quy định thể chế để thấy rõ động cơ của nhà hoạch định chính sách. + Các thông tin kinh tế được sử dụng trong chính sách tiền tệ gồm dữ liệu kinh tế, mô hình sử dụng và các dự báo của NHNN. + Các thủ tục mô tả cách thức những quyết định công cụ chính sách tiền tệ được thực thi. + Thông báo ngay lập tức và giải thích các quyết định chính sách. + Thông tin thực hiện các quyết định chính sách tiền tệ bao gồm việc thảo luận các sai sót kiểm soát đối với các công cụ điều hành và những xáo trộn trong truyền dẫn kinh tế vĩ mô. ii. Đô la hóa cao làm giảm hiệu lực CSTT. Như vậy, để tăng hiệu lực CSTT, Chính phủ cần thiết lập các quy định giảm sử dụng ngoại tệ trong giao dịch thanh toán phi ngoại thương hoặc tích trữ tài sản bằng ngoại tệ và giám sát thực hiện các quy định này. iii. Việt Nam nên triển khai tái thiết lập hệ thống NHTM, đồng thời giám sát vấn đề tập trung thị trường ở nhóm các NHTM lớn nhất để tạo môi trường ít có hành vi tạo ra lợi nhuận cao cho NHTM nhưng tổn thất cho phát triển khu vực tư nhân. Điều này làm cho truyền dẫn CSTT đến mục tiêu giá cả và sản lượng ở mức cao hơn. iv. Các nhà hoạch định chính sách nên hướng đến việc tạo ra môi trường cạnh tranh lành mạnh trong hệ thống NHTM, Đây cũng là tiền đề cho nền tảng tài chính vững chắc và hiệu quả v. Để hệ thống ngân hàng thương mại Việt Nam hoạt động hiệu quả, chính sách tiền tệ nên hướng đến lạm phát như mục tiêu chính. vi. Vấn đề kiểm soát rủi ro tín dụng nên được cơ quan quản lý, và nhà quản trị NHTM quan tâm và nghiêm túc thực hiện. Quản trị rủi ro tín dụng cần được hoàn thiện ở cấp quản lý của NHNN và từng NHTM. vii. Ở góc độ quản trị ngân hàng, các nhà quản trị ngân hàng nên chú ý các vấn đề thuộc về khía cạnh quản trị nội bộ như:  Nhận thức hoạt động quản trị rủi ro các sản phẩm kinh doanh phi truyền thống và thực hiện tốt hoạt động này.  Trong khi đa dạng hóa sản phẩm, các NHTM phải cân nhắc đối với các hoạt động kinh doanh có nhiều rủi ro như kinh doanh vàng, chứng khoán, ngoại hối. Các hướng nghiên cứu mở rộng  Cần mở rộng nghiên cứu chủ đề này ở khía cạnh mở rộng thu thập dữ liệu đến các ngân hàng thương mại không có vốn chi phối của nhà nước và mở rộng đối tượng chịu tác động của lãi suất thị trường liên ngân hàng và lãi suất cho vay thế chấp  Trong tương lai, để có thêm bằng chứng các yếu tố xác định lãi cận biên cần cập nhật và mở rộng nghiên cứu chủ đề này với mẫu bao gồm các NHTM nước ngoài ở Việt Nam. Phân tích mối quan hệ giữa rủi ro của thu nhập phi truyền thống và tính ổn định của hệ thống ngân hàng cũng nên được thực hiện. So sánh khác biệt hành vi quyết định lãi cận biên giữa các nhóm NHTM cũng là hướng mở rộng nghiên cứu này. 29 CÁC CÔNG TRÌNH KHOA HỌC ĐÃ CÔNG BỐ CỦA TÁC GIẢ 1. Truyền dẫn tỷ giá hối đoái tại Việt Nam trước và sau gia nhập WTO (2012). Đồng tác giả. Kỷ yếu Hội thảo khoa học Việt Nam sau 5 năm gia nhập WTO: Các phương diện kinh tế, quản trị, tài chính và luật pháp, tháng 10/2012, 96-110. Trường Đại học Kinh Tế Thành phố Hồ Chí Minh. 2. Cơ chế truyền dẫn chính sách tiền tệ ở Việt Nam tiếp cận theo mô hình SVAR. Đồng tác giả. Tạp chí Phát triển và hội nhập, số10 (20) tháng 5-6/2013, 17-21 3. Minh bạch chính sách tiền tệ và truyền dẫn lãi suất bán lẻ ở Việt Nam (2013). Đồng tác giả. Tạp chí Phát triển và hội nhập, số 15 (25) 3-4/2013, 18-21 4. Các yếu tố quyết định lãi cận biên ngân hàng thương mại Việt Nam (2015). Đồng tác giả. Tạp Chí Công Nghệ Ngân Hàng, số 108 tháng 3/2015, 3-15 5. Mối quan hệ phi tuyến giữa thu nhập phi truyền thống và lãi cận biên: Nghiên cứu tại các ngân hàng thương mại Việt Nam (2015). Đồng tác giả. Tạp chí Phát triển Kinh tế, số 26(12), 30-52. 6. Bất ổn lãi suất và truyền dẫn lãi suất bán lẻ ở Việt Nam (2016), Đồng tác giả. Tạp chí Phát triển Kinh tế, số 27(8), 21-41.

Các file đính kèm theo tài liệu này:

  • pdftruyen_dan_lai_suat_ban_le_o_viet_nam_cac_thay_doi_cau_truc_va_hanh_vi_cua_ngan_hang_thuong_mai_tt_0.pdf
Luận văn liên quan