Quyền lực thị trường của ngân hàng và khả năng truyền dẫn chính sách tiền tệ qua kênh tín dụng - Bằng chứng tại một số nước ASEAN
26
Nguyễn Thị Thùy Linh & cộng sự. Tạp chí Phát triển kinh tế, 26(9), 26-43
Quyền lực thị trường của ngân hàng
và khả năng truyền dẫn chính sách tiền tệ
qua kênh tín dụng:
Bằng chứng tại một số nước ASEAN
NGUYỄN THỊ THÙY LINH
TRẦN HOÀNG NGÂN
TRƯƠNG THỊ HỒNG
Ngày nhận:
16/01/2015
Ngày nhận lại:
09/09/2015
Tóm tắt
Mục đích của nghiên cứu nhằm phân tích mối quan hệ giữa quyền lực
thị trường của ngân hàng và khả năng truyền dẫn chính sách tiền tệ
qua kênh tín dụng. Tác giả sử dụng dữ liệu của 206 ngân hàng tại 5
quốc gia khu vực ASEAN giai đoạn 1999–2013 để phân tích. Kết quả
cho thấy những ngân hàng có quyền lực thị trường lớn có khả năng
ứng phó tốt hơn trước các tác động tiêu cực của chính sách tiền tệ lên
tăng trưởng tín dụng và hoạt động cho vay. Tuy nhiên, trong giai đoạn
khủng hoảng tài chính toàn cầu, sự linh hoạt của những ngân hàng này
trước thay đổi của chính sách tiền tệ trở nên yếu đi; do đó nâng cao
hiệu quả truyền dẫn chính sách tiền tệ.
Ngày duyệt đăng:
15/09/2015
Mã số:
1214-G-05
Từ khóa:
Abstract
Quyền lực thị trường,
ngân hàng, chính sách
tiền tệ, tăng trưởng tín
dụng, rủi ro, ASEAN.
This article examines the relation between bank market power,
measured by Lerner index at bank level along with banks’ marginal
costs, and monetary policy transmission through the credit channel.
On using the data from 206 banks in five ASEAN countries between
1999 and 2013, we find that banks with high market power are likely
to perform better against the adverse impact of monetary policy on
credit growth as well as the banks’ lending activities. This implies that
these banks’ credit supply is less sensitive (as with flexible self-
adjustment) to abrupt changes in the monetary policy, thus impairing
efficiency in the transmission through the credit channel.
Keywords:
Market power, bank,
monetary policy,
credit growth, risk,
ASEAN.
Nguyễn Thị Thùy Linh & cộng sự. Tạp chí Phát triển kinh tế, 26(9), 26-43
27
1. Lời giới thiệu
Hiệu quả truyền dẫn chính sách tiền tệ phụ thuộc rất lớn vào mức độ phát triển của
thị trường tài chính và cách thức mà các doanh nghiệp quản lí nguồn lực tài chính bên
thị trường chứng khoán chưa được phát triển đầy đủ thì kênh tín dụng đóng vai trò đặc
thể quan sát được ở hầu hết các nền kinh tế mới nổi, trong đó khu vực ASEAN là một ví
dụ điển hình. Các nghiên cứu gần đây phát hiện nguồn lực tài chính bên ngoài của các
doanh nghiệp trong khu vực ASEAN phụ thuộc chủ yếu vào hệ thống ngân hàng, mặc
dù vai trò của thị trường vốn cũng như các tổ chức tài chính phi ngân hàng đã ngày càng
Các nghiên cứu trước đây phần lớn tập trung vào tác động trong việc thay đổi chính
hiệu quả hoạt động ngân hàng và hoạt động chứng khoán hoá khoản vay đến khả năng
đến khả năng cung ứng tín dụng phục vụ cho mục tiêu của chính sách tiền tệ. Hoạt động
này tuy làm tăng khả năng của ngân hàng trong việc cung ứng các khoản vay mới, nhưng
lại phụ thuộc vào điều kiện và chu kì kinh doanh, đặc biệt là rủi ro trong hoạt động ngân
hàng mà cuộc khủng hoảng tài chính toàn cầu năm 2008 là một ví dụ. Bên cạnh đó, tác
động của phần chênh lệch không mong đợi giữa lãi suất cho vay và tiền gửi đối với việc
truyền dẫn chính sách tiền tệ phụ thuộc vào hiệu quả hoạt động của ngân hàng trong nền
Tuy nhiên, các nghiên cứu này chưa cho thấy tác động của quyền lực thị trường đến
khả năng cung ứng tín dụng và hiệu quả truyền dẫn chính sách tiền tệ. Vấn đề mở này
sẽ là trọng tâm nghiên cứu của bài viết. Điều này rất có ý nghĩa trong việc điều hành
chính sách tiền tệ tại các quốc gia khu vực ASEAN, nơi mà nguồn vốn cho khu vực sản
suất kinh doanh cũng như tiêu dùng phụ thuộc rất nhiều vào kênh cho vay của ngân
hàng.
28
Nguyễn Thị Thùy Linh & cộng sự. Tạp chí Phát triển kinh tế, 26(9), 26-43
2. Cơ sở lí thuyết
2.1. Truyền dẫn chính sách tiền tệ qua kênh tín dụng
Lí thuyết về truyền dẫn chính sách tiền tệ cho rằng chính sách tiền tệ có tác động trực
tiếp đến nguồn cung tín dụng của ngân hàng và do đó tác động đến nền kinh tế, bởi vì
những khoản tài trợ thông qua hoạt động cho vay của ngân hàng chính là nhân tố quan
dự trữ bắt buộc cũng như lãi suất cơ bản, lãi suất tái chiết khấu hay tái cấp vốn của ngân
hàng trung ương. Như vậy, khi ngân hàng trung ương tăng tỉ lệ dự trữ bắt buộc, hay điều
chỉnh tăng lãi suất, các ngân hàng thương mại chịu áp lực điều chỉnh giảm quy mô hoạt
động cho vay (do tác động của việc tăng tỉ lệ dự trữ bắt buộc) hay điều chỉnh tăng lãi
suất cho vay và do đó làm giảm doanh số cho vay của ngân hàng. Khi ngân hàng thương
mại điều chỉnh như vậy, chính sách thắt chặt tiền tệ của ngân hàng trung ương đã được
truyền dẫn tốt đến nền kinh tế qua kênh tín dụng ngân hàng. Những ngân hàng thương
mại có sự điều chỉnh nhiều hơn (nhạy cảm hơn) với những thay đổi về lãi suất hay tỉ lệ
dự trữ bắt buộc sẽ được xem là truyền dẫn chính sách tiền tệ hiệu quả hơn, so với những
ngân hàng ít có sự thay đổi hay điều chỉnh.
Việc xác định tác động truyền dẫn qua kênh tín dụng thông thường được ước tính với
mô hình tăng trưởng tín dụng ngân hàng. Theo đó, chính sách tiền tệ sẽ có những tác
động khác nhau lên hoạt động cho vay của ngân hàng, phụ thuộc vào quy mô hoạt động,
mức độ vốn hoá, khả năng thanh khoản và rủi ro trong hoạt động ngân hàng (Kashyap
& Stein, 2000; Gambacorta & cộng sự, 2004). Chẳng hạn như đối với hai ngân hàng
giống nhau về phạm vi hoạt động và quy mô nhưng lại khác nhau về khả năng thanh
khoản sẽ có khả năng chống đỡ khác nhau trước các thay đổi đột ngột trong chính sách
tiền tệ bằng cách sử dụng những nguồn thanh khoản dự phòng để tài trợ cho hoạt động
cho vay trong tương lai. Tương tự như vậy, những ngân hàng có mức độ rủi ro khác nhau
trong hoạt động tín dụng sẽ chịu những tác động khác nhau từ chính sách tiền tệ
(Kashyap & Stein, 2000; Ashcraft, 2006).
Nhiều nghiên cứu khác cũng xem xét tác động của quy mô vốn tự có (tỉ lệ vốn trên
chính sách tiền tệ qua kênh tín dụng sẽ ít có hiệu quả hơn khi quy mô vốn tự có của ngân
hàng bằng hoặc thấp hơn tỉ lệ vốn theo quy định. Điều này được giải thích là do quy định
Nguyễn Thị Thùy Linh & cộng sự. Tạp chí Phát triển kinh tế, 26(9), 26-43
29
mức vốn tối thiểu, ngân hàng không thể mở rộng hoạt động cho vay của mình (trong
điều kiện chính sách tiền tệ nới lỏng) nếu không có khả năng tăng vốn tự có. Việc tăng
vốn tự có không dễ trong khi chi phí lại rất cao. Trong điều kiện này, truyền dẫn chính
sách tiền tệ qua kênh tín dụng sẽ trở nên kém hiệu quả.
2.2. Quyền lực thị trường và hiệu quả truyền dẫn chính sách tiền tệ
Bên cạnh những yếu tố truyền thống liên quan đến đặc điểm hoạt động ngân hàng (tỉ
lệ vốn tự có, tính thanh khoản, quy mô ngân hàng, hay mức độ rủi ro) có tác động đến
khả năng truyền dẫn chính sách tiền tệ qua kênh tín dụng, thì mối liên hệ giữa quyền lực
thị trường hay mức độ cạnh tranh trong lĩnh vực ngân hàng với khả năng truyền dẫn
chính sách tiền tệ cũng là vấn đề rất được quan tâm. Theo các nghiên cứu trước đây,
quyền lực thị trường của ngân hàng (Bank Market Power) thể hiện khả năng của ngân
nghĩa là có khả năng tăng giá cao hơn so với chi phí biên của chính mình, và như vậy có
Hiện nay tồn tại hai quan điểm đối lập nhau khi xem xét mối liên hệ giữa quyền lực
thị trường của ngân hàng với hiệu quả truyền dẫn tiền tệ. Quan điểm thứ nhất cho rằng
khi quyền lực thị trường giảm đi, có nghĩa là mức độ cạnh tranh của thị trường tăng lên
đối lập với quan điểm thứ nhất, lập luận trong điều kiện quyền lực thị trường của mỗi
ngân hàng rất nhỏ hay thị trường cạnh tranh hoàn hảo, thì ngân hàng càng nhạy cảm với
những biến động trong lãi suất và như vậy việc truyền dẫn chính sách tiền tệ càng trở
thống ngân hàng càng ít tập trung hay có mức độ cạnh tranh càng cao thì càng có khả
ra khi mức độ cạnh tranh trên thị trường tăng lên thì chính sách tiền tệ thông qua kênh
tín dụng càng trở nên kém hiệu quả.
Trong khi quan điểm thứ nhất chủ yếu dựa vào giải thích liên quan đến cấu trúc và
mức độ tập trung trong hệ thống ngân hàng - vốn bị chỉ trích là không thể đại diện cho
lực thị trường và lí thuyết cạnh tranh không hoàn hảo. Theo đó, nếu ngân hàng có quyền
30
Nguyễn Thị Thùy Linh & cộng sự. Tạp chí Phát triển kinh tế, 26(9), 26-43
lực thị trường lớn sẽ dễ dàng tiếp cận những nguồn tài chính khác nhau, bao gồm cả
nguồn tài chính không được bảo hiểm. Điều này giúp cho quy mô hoạt động tín dụng
của ngân hàng trở nên ít phụ thuộc vào cung ứng vốn từ ngân hàng trung ương; do đó ít
chịu tác động của những thay đổi đột ngột trong chính sách tiền tệ.
Ngoài ra, ngân hàng có quyền lực thị trường lớn thông thường sẽ có lợi nhuận cao
việc nới lỏng chính sách tiền tệ sẽ ít có tác động mạnh đến những ngân hàng này; theo
nghĩa các ngân hàng không nhất thiết phải tìm kiếm những nơi đầu tư có suất sinh lời
cao (đồng thời rủi ro cũng cao) khi lãi suất định hướng của ngân hàng trung ương giảm.
Theo lí thuyết về chi phí cận biên trong kinh tế học vi mô, trong thị trường cạnh tranh
không hoàn hảo, giá cả tín dụng (lãi suất) sẽ chịu tác động trực tiếp bởi chi phí biên của
việc cung ứng tín dụng. Trong khi chi phí biên lại chịu tác động trực tiếp của lãi suất
trên thị trường tiền tệ (thường là lãi suất qua đêm), vốn thể hiện mức giá mà các ngân
những nguồn vốn này, vì có khả năng tiếp cận các nguồn vốn khác trên thị trường, hoặc
huy động tiền gửi ngắn hạn từ khách hàng một cách dễ dàng. Điều này dẫn đến việc tăng
chi phí biên trong ngắn hạn, ngược lại với mục tiêu của chính sách tiền tệ; do đó sẽ ít có
Như vậy, trên cơ sở những lập luận đã phân tích, tác giả tập trung vào giả thuyết
nghiên cứu theo quan điểm thứ hai, cho rằng quyền lực của ngân hàng càng lớn thì việc
truyền dẫn chính sách tiền tệ qua kênh tín dụng ngân hàng càng trở nên kém hiệu quả.
3. Phương pháp nghiên cứu
(hay nới lỏng) được thể hiện bằng việc tăng (hoặc giảm) lãi suất. Lãi suất trên thị trường
liên ngân hàng được sử dụng trong trường hợp này cho 5 quốc gia khu vực Đông Nam
Á. Nếu lãi suất trên thị trường liên ngân hàng không được cung cấp, lãi suất tín phiếu
kho bạc hoặc lãi suất chiết khấu được sử dụng để thay thế. Những lãi suất này được lựa
chọn trong các nghiên cứu trước đây về chính sách tiền tệ ở các nền kinh tế trên thế giới1.
Nguyễn Thị Thùy Linh & cộng sự. Tạp chí Phát triển kinh tế, 26(9), 26-43
31
Việc nghiên cứu ở cấp độ ngân hàng đối với cơ chế truyền dẫn của chính sách tiền tệ
cho phép tác giả phân định rõ giữa kênh tín dụng ở phía cung của việc truyền dẫn chính
sách tiền tệ và kênh lãi suất ở phía cầu. Ngoài ra, điều này cũng cho phép tác giả xác
định kênh tín dụng bằng cách nghiên cứu các ứng dụng thực tiễn dưới góc nhìn tín dụng
- đó là sự phản ứng lại của cung tín dụng đối với những cú sốc của chính sách tiền tệ,
vốn được kì vọng sẽ là khác nhau giữa từng ngân hàng với các đặc điểm và thế mạnh tài
chính khác nhau.
Như thảo luận ở trên, mô hình nghiên cứu được áp dụng trong bài viết (mô hình 1)
xem xét tác động của quyền lực thị trường và những đặc điểm khác của ngân hàng đến
khả năng truyền dẫn chính sách tiền tệ. Mô hình này biểu diễn hàm hồi quy của tỉ lệ tăng
trưởng tín dụng (y) của ngân hàng i tại quốc gia j vào năm t với chỉ số của chính sách
tiền tệ (MP), quyền lực thị trường của ngân hàng (LERNER) và biến tương tác giữa chính
sách tiền tệ với quyền lực thị trường của ngân hàng (MP*LERNER). Biến tương tác
nhằm ghi nhận tác động biên của quyền lực thị trường của ngân hàng lên tác động của
chính sách tiền tệ đối với tăng trưởng tín dụng. Ngoài biến quan tâm chính là quyền lực
thị trường của ngân hàng, đo bằng chỉ số LERNER và tương tác của biến này với biến
chỉ số chính sách tiền tệ MP, các biến SIZE, LIQ, CAP và RISK trong mô hình (1) nhằm
kiểm soát quy mô, khả năng thanh khoản, tỉ lệ vốn hoá và rủi ro trong hoạt động của
ngân hàng lên tác động đối với tăng trưởng tín dụng.
Theo đó, ngân hàng có quy mô (SIZE) lớn hơn được kì vọng sẽ chịu chi phí thấp hơn
(phần bù rủi ro được yêu cầu thấp hơn) và dễ dàng đối phó với những cú sốc trong nguồn
tiền gửi của khách hàng bằng cách chuyển sang các hình thức huy động vốn khác và vẫn
đảm bảo tăng trưởng tín dụng của mình. SIZE được đo lường dựa trên giá trị Logarit của
tỉ lệ tài sản ngân hàng so với tổng tài sản của tất cả các ngân hàng trong cùng hệ thống
ở cùng một thời điểm. Khả năng thanh khoản của ngân hàng (LIQ) được tính toán dựa
trên tỉ lệ tài sản có tính thanh khoản cao (tiền mặt và các khoản dự trữ) trên tổng tài sản
của ngân hàng. Trong trường hợp này, những ngân hàng có khả năng thanh khoản cao
hơn được kì vọng có khả năng chuẩn bị đối phó tốt hơn cho việc cung ứng tín dụng trước
những cú sốc từ tiền gửi khách hàng. Một chỉ số khác được sử dụng để đo lường sức
mạnh tài chính của ngân hàng chính là quy mô vốn tự có (CAP), được đo lường bằng tỉ
lệ vốn tự có của ngân hàng trên tổng tài sản. Các ngân hàng có tỉ lệ vốn lớn cũng sẽ chịu
phần bù thấp hơn đối với các nguồn nợ không bảo hiểm; do đó được kì vọng sẽ có khả
năng ứng phó tốt hơn với những cú sốc không mong đợi do việc điều hành chính sách
tiền tệ. Tốc độ tăng trưởng GDP (GDPG) được sử dụng để kiểm soát những thay đổi
32
Nguyễn Thị Thùy Linh & cộng sự. Tạp chí Phát triển kinh tế, 26(9), 26-43
trong cầu về tín dụng, và tách biệt tác động của chính sách tiền tệ lên phía cung của thị
trường tín dụng. Tình hình kinh tế tốt hơn (với tỉ lệ tăng trưởng GDP cao hơn) sẽ tăng
Bên cạnh các yếu tố khác, rủi ro trong hoạt động ngân hàng (RISK) là yếu tố then
chốt trong việc xác định làm thế nào để ngân hàng có thể tăng vốn hoặc phát hành trái
phiếu mới; từ đó quyết định khả năng cung ứng tín dụng của ngân hàng trên thị trường.
hàng, trong giai đoạn khủng hoảng đã làm thay đổi cách thức truyền dẫn của chính sách
tiền tệ cũng như độ linh hoạt của các chính sách này. Việc này không những làm giảm
tác động xấu do việc gia tăng rủi ro mà còn chuẩn bị cho giai đoạn hồi phục sau này.
Điều này cũng phù hợp với nhận định rủi ro tăng cao trong hoạt động ngân hàng có thể
dẫn đến chi phí huy động vốn gia tăng, đồng thời với chi phí của các khoản vay tăng đột
của ngân hàng và hiệu quả của nó trong truyền dẫn chính sách tiền tệ. Bên cạnh đó, việc
gia tăng rủi ro có thể làm suy yếu kênh truyền dẫn tín dụng do mức độ gia tăng của thông
tin bất cân xứng trên thị trường giữa người cho vay và người đi vay.
Cụ thể, mô hình (1) về kênh tín dụng của ngân hàng trong cơ chế truyền dẫn chính
sách tiền tệ được thể hiện như sau:
푦푖,푗,푡 = 훼푖 + 휌푀푃 + 훿퐿퐸푅푁퐸푅푖,푗,푡 + 휋푀푃 ∗ 퐿퐸푅푁퐸푅푖,푗,푡 + 휑푀푃 ∗ 푅퐼푆퐾
푖,푗,푡
+
푗,푡
푗,푡
푗,푡
휃푅퐼푆퐾 + 훾1푆퐼푍퐸푖,푗,푡 + 훾2퐿퐼푄푖,푗,푡 + 훾3퐶퐴푃 + 휇푦푖,푗,푡−1 + 훽퐺퐷푃퐺
푗,푡
+
푖,푗,푡
푖,푗,푡
휏퐶푅퐼푆퐼푆 + 휀푖,푗,푡
(1)
푗,푡
Trong đó: Chỉ số i biểu thị ngân hàng, j biểu thị quốc gia nơi ngân hàng hoạt động và
t là thời gian (năm). α là hằng số, đại diện cho tác động đối với ngân hàng. ρ, δ, π, φ, θ,
γ, β, τ, μ là các hệ số tương quan được ước lượng trong mô hình với y: Tăng trưởng tín
dụng của ngân hàng. MP là chỉ số chính sách tiền tệ. LERNER đo lường quyền lực thị
trường của ngân hàng. RISK thể hiện mức độ rủi ro của ngân hàng, được đo lường bởi
chỉ số Z-SCORE hay là khoảng cách đến điểm phá sản ngân hàng. LIQ thể hiện mức độ
thanh khoản của ngân hàng, đo lường bằng tỉ lệ tài sản có tính thanh khoản cao trên tổng
tài sản của ngân hàng. CAP là tỉ lệ vốn tự có của ngân hàng trên quy mô tổng tài sản.
GDPG biểu thị tỉ lệ tăng trưởng của GDP. CRISIS biểu thị khủng hoảng trong hệ thống
ngân hàng. Đây là biến giả nhận giá trị 1 nếu như năm quan sát là năm khủng hoảng và
Nguyễn Thị Thùy Linh & cộng sự. Tạp chí Phát triển kinh tế, 26(9), 26-43
33
0 trong trường hợp ngược lại. Định nghĩa về khủng hoảng được kế thừa từ các nghiên
Chỉ số LERNER được sử dụng để đo lường quyền lực thị trường của ngân hàng. Chỉ
số này được định nghĩa là khả năng của một doanh nghiệp hay ngân hàng nâng giá hàng
hoá/dịch vụ cao hơn chi phí biên. LERNER nhận giá trị từ 0 đến 1 với giá trị cao hơn
hàm ý quyền lực thị trường lớn hơn (1 nghĩa là thị trường độc quyền hoàn toàn và 0 là
cạnh tranh hoàn toàn). Chỉ số LERNER được tính như sau:
퐿퐸푅푁퐸푅 = (푃 − 푀퐶)/푃
(2)
Trong đó: P là giá sản phẩm đầu ra, được tính bằng tỉ lệ % của thu nhập từ lãi vay
chia cho tổng tài sản có sinh lợi; MC là chi phí biên, được ước lượng sử dụng hàm chi
phí Translog (TC) trong hệ thống ngân hàng ở mỗi quốc gia. Hàm chi phí Translog (TC)
được ước lượng như sau:
1
3
푘=1
3
2
∑
∑
푙푛푇퐶 = 훽0 + 훽1푙푛푇퐴 + 훽2(푙푛푇퐴) +
훽푘푙푛푊 + 푘=1 훼푘푙푛푍푘 +
푘
2
휋푘푗푙푛푍푘푙푛푍 + 1
휌푘푙푛푇퐴푙푛푊 +
3
3
3
3
3
푘=1
∑
∑
∑
∑
∑
휃푘푗푙푛푊 푙푛푊 +
푘
푗
푗
푘
푘=1 푘=1
푘=1 푗=1
2
1
휔푘푗푙푛푊 푙푛푍 + 훿1푇푟푒푛푑 + 1 훿2푇푟푒푛푑2 +
3
3
3
∑
∑
∑
푘=1 휗푘푙푛푇퐴푙푛푍푘 +
푘
푗
푘=1 푗=1
2
2
3
푘=1
3
∑
∑
훿3푇푟푒푛푑 × 푙푛푇퐴 +
휏푘푇푟푒푛푑 × 푙푛푊 + 푘=1 휗푘푇푟푒푛푑 × 푙푛푍푘 + 휀
(3)
푘
Trong đó: TA là tổng tài sản; TC là hàm chi phí theo 3 loại giá cả đầu vào: W1 là giá
vốn đầu vào, W2 là giá vốn hiện vật và W3 là giá lao động, Z1 là tài sản cố định, Z2 là
tổng giá trị danh nghĩa của các khoản mục ngoài bảng cân đối kế toán và Z3 là vốn chủ
sở hữu. Trend thể hiện xu hướng của dòng vốn trong hàm chi phí theo thời gian.
Chi phí biên MC được xác định bằng:
푇퐶
3
푘=1
∑
푀퐶 = (푇퐴) [훽1 + 훽2푙푛푇퐴 +
휗퐾 푙푛푊 + 훿3푇푟푒푛푑]
(4)
푘
Trong nghiên cứu này, tác giả tập trung phân tích xem liệu rằng việc truyền dẫn chính
sách tiền tệ thông qua kênh tín dụng có bị tác động bởi quyền lực thị trường của ngân
hàng cũng như những đặc tính truyền thống khác của ngân hàng (như quy mô, tính thanh
khoản, quy mô vốn tự có). Tương tác giữa biến LERNER và MP được tập trung phân
tích để xem xét liệu rằng quyền lực thị trường của ngân hàng có ảnh hưởng đến việc
truyền dẫn chính sách tiền tệ thông qua kênh tín dụng của các ngân hàng trong khu vực
Đông Nam Á. Tác giả kì vọng hệ số tương quan ρ của biến MP sẽ nhận giá trị âm (<0),
hàm ý một chính sách thắt chặt tiền tệ với quy mô lớn hơn (chênh lệch lãi suất cao hơn)
sẽ làm giảm quy mô hoạt động tín dụng trong lĩnh vực ngân hàng, từ đó giảm lượng
34
Nguyễn Thị Thùy Linh & cộng sự. Tạp chí Phát triển kinh tế, 26(9), 26-43
cung tiền trong nền kinh tế. Ngược lại, hệ số tương quan π của biến tương tác
LERNER*MP sẽ đạt giá trị dương, cho thấy những ngân hàng có quyền lực thị trường
lớn sẽ ít nhạy cảm trước các thay đổi trong lãi suất (trên thị trường liên ngân hàng hoặc
tín phiếu kho bạc) và như vậy sẽ làm giảm tác động của chính sách tiền tệ đối với nguồn
cung tín dụng.
Phương pháp ước lượng ngẫu nhiên bình phương nhỏ nhất theo hai bước (Random
Effect - 2SLS) và phương pháp ước lượng GMM hệ thống (System GMM) được sử dụng
để ước lượng hệ số tương quan trong mô hình (1). Hai phương pháp này được sử dụng
để giải quyết hiện tượng nội sinh trong mô hình - đó là khi tăng trưởng tín dụng của ngân
hàng tác động đến mức độ rủi ro trong hoạt động, quy mô của ngân hàng và khả năng
thanh khoản. Điều này được xác thực thông qua kiểm định Dubin - Wu - Hausman về
hiện tượng nội sinh trong mô hình. Tính dừng của dữ liệu cũng được thực hiện thông
qua kiểm định đơn vị (Unit Root Tests - Fisher Types). Việc lựa chọn giữa phương pháp
ước lượng ngẫu nhiên bình phương nhỏ nhất theo 2 bước và phương pháp ước lượng cố
định bình phương nhỏ nhất theo 2 bước được dựa trên kiểm định Hausman. Sự phù hợp
của việc sử dụng mô hình GMM hệ thống được xác thực với kiểm định Wald về khả
năng đồng tương quan của các biến độc lập, kiểm định Hansen-Sargan đối với các ràng
buộc quá chặt (Over Identification) và kiểm định Arellano - Bond về sự vắng mặt của
hiện tương quan chuỗi trong phần dư. Các phương pháp ước lượng được sử dụng trong
bài viết này cũng phù hợp với những nghiên cứu trước đây trong cùng lĩnh vực như
4. Dữ liệu nghiên cứu
Tác giả sử dụng dữ liệu của 206 ngân hàng tại 5 quốc gia ASEAN bao gồm Indonesia,
Malaysia, Philippines, Thái Lan và VN trong giai đoạn từ năm 1999–20132. Các quốc
gia khác trong khu vực ASEAN không nằm trong đối tượng nghiên cứu bao gồm:
Campuchia, Brunei, Lào, Myanmar và Singapore. Campuchia không được lựa chọn do
việc giới hạn và không cho phép các hoạt động tạo thu nhập ngoài lãi ở ngân hàng cũng
như là không có dữ liệu đầy đủ trong các báo cáo. Brunei, Lào và Myanmar không có
dữ liệu đầu vào để tính quyền lực thị trường nên không sử dụng được trong mô hình
nghiên cứu. Riêng Singapore, do sự khác biệt lớn về mức độ phát triển của thị trường tài
chính so với các quốc gia còn lại, dẫn đến sự khác biệt trong các kênh truyền dẫn chính
Nguyễn Thị Thùy Linh & cộng sự. Tạp chí Phát triển kinh tế, 26(9), 26-43
35
các nguồn dữ liệu chính. Thông tin về báo cáo tài chính và vốn chủ sở hữu của các ngân
hàng được thu thập từ BankScope (2014) 3 - Cơ sở dữ liệu lớn về ngân hàng do Bureau
van Dijk cung cấp. Các thông tin liên quan đến tình hình kinh tế vĩ mô được thu thập từ
World Development Indicators (WDI) - World Bank (2014) và International Financial
Statistics (IFS) – International Monetary Fund (2014).
Dựa trên nguồn dữ liệu BankScope, tác giả loại bỏ những ngân hàng không có dữ
liệu tài chính trong giai đoạn 1999–2013. Như vậy, trong tổng số 538 ngân hàng được
liệt kê từ BankScope thì chỉ có 298 ngân hàng thoả điều kiện. Trong số những ngân hàng
còn lại, nghiên cứu cũng không xem xét các ngân hàng có hoạt động mua bán, sáp nhập
trong cùng thời kì vì những ngân hàng được mua bán hoặc sáp nhập sẽ có những biến
động lớn trong hoạt động và cần thời gian để ổn định. Những ngân hàng có thông tin
báo cáo tài chính trong 5 năm liên tục không đầy đủ cũng không được xem xét vì yêu
cầu của mô hình khi sử dụng biến có độ trễ tương ứng và tính các giá trị trung bình cũng
như độ lệch chuẩn di động. Như vậy, mẫu nghiên cứu còn lại 206 ngân hàng ở 5 quốc
gia. Số ngân hàng của mỗi quốc gia được xem xét trong mẫu nghiên cứu được liệt kê ở
Bảng 2. Các ngân hàng này bao gồm cả ngân hàng niêm yết và không niêm yết, ngân
hàng thương mại, ngân hàng đầu tư và các tổ chức nhận tiền gửi khác.
5. Kết quả nghiên cứu
Theo kết quả thống kê mô tả trình bày ở Bảng 1, tăng trưởng tín dụng (LOANGR)
toàn khu vực trong giai đoạn 1999–2013 đạt giá trị trung bình là 21,15%. Tuy nhiên, có
sự chênh lệch lớn trong tốc độ tăng trưởng tín dụng giữa các ngân hàng, thể hiện ở độ
lệch chuẩn cao (33,61). Sự chênh lệnh trong giá trị LERNER giữa các ngân hàng ở khu
vực ASEAN cũng tương đối lớn. Giá trị trung bình là 0,28 trong khi giá trị nhỏ nhất là
0,01 và lớn nhất là 0,76. Độ lệch chuẩn của chỉ số LERNER trong mẫu là 0,18. Tương
tự như vậy, mức rủi ro (RISK) trong bình của các ngân hàng trong giai đoạn này là 34,63
với độ lệch chuẩn 35,25.
36
Nguyễn Thị Thùy Linh & cộng sự. Tạp chí Phát triển kinh tế, 26(9), 26-43
Bảng 1
Thống kê mô tả các biến sử dụng trong mô hình (1)
Giá trị
Độ lệch
Giá trị
Giá trị
Biến
Số quan sát
trung bình
chuẩn
nhỏ nhất
lớn nhất
Cấp độ ngân hàng
LOANGR
LERNER
SIZE
2,389
2,389
2,389
2,389
2,389
2,389
21,147
0,281
6,525
0,277
0,195
34,630
33,609
0,180
2,581
0,213
0,163
35,253
-25,103
0,012
-7,562
0,005
0,011
0,291
75,401
0,757
13,173
0,997
LIQ
CAR
0,560
RISK
141,749
Cấp độ quốc gia
MP
75
75
75
5,267
5,320
0,492
3,857
2,546
0,500
0,136
-1,514
0,000
12,730
13,844
1,000
GDPG
CRISIS
Ghi chú: LOANGR là tăng trưởng tín dụng hàng năm (%). RISK là rủi ro của ngân hàng, tính bằng
khoảng cách đến rào cản vỡ nợ của ngân hàng. LERNER là chỉ số đo lường quyền lực thị trường của
ngân hàng với giá trị lớn hơn thể hiện quyền lực thị trường cao hơn nay mức độ độc quyền lớn và
ngược lại. SIZE là quy mô ngân hàng, được tính bằng logarit của tỉ lệ giữa tổng tài sản của ngân hàng
trên tổng tài sản của các ngân hàng trong cùng một hệ thống tại cùng một thời điểm. LIQ là khả năng
thanh khoản của ngân hàng, được tính bằng tỉ lệ giữa tài sản có tính thanh khoản cao trên nguồn tiền
gửi ngắn hạn. CAR là tỉ lệ vốn hoá của ngân hàng, được tính bằng tỉ lệ vốn tự có trên tổng tài sản của
ngân hàng. RISK càng lớn nghĩa là ngân hàng có mức rủi ro thấp. MP là chỉ số đo lường vị thế của
chính sách tiền tệ, thể hiện qua sự thay đổi lãi suất trên thị trường liên ngân hàng (hoặc lãi suất tín
phiếu kho bạc). Giá trị MP lớn hơn biểu thị chính sách thắt chặt tiền tệ và ngược lại. GDPG là tốc độ
tăng trưởng GDP bình quân hàng năm. CRISIS là biến giả, nhận giá trị 1 nếu năm quan sát là năm
khủng hoảng và ngược lại.
Phân tích sâu hơn về các thông số trung bình của các ngân hàng trong mỗi quốc gia
được thể hiện ở Bảng 2. Theo đó, giá trị trung bình của chỉ số LERNER có sự tương
đồng giữa các quốc gia trong khu vực. Chỉ số này dao động trong khoảng từ 0,24-0,29.
Không giống chỉ số LERNER, quy mô tài sản ngân hàng trung bình giữa các quốc gia lại
có sự khác biệt lớn, cùng với tăng trưởng tín dụng, và mức độ rủi ro. Malaysia và
Philippines là hai quốc gia có tăng trưởng tín dụng trung bình thấp nhất (khoảng 2-4%),
Nguyễn Thị Thùy Linh & cộng sự. Tạp chí Phát triển kinh tế, 26(9), 26-43
37
trong khi VN và Indonesia thì ngược lại, với mức tăng trưởng tín dụng bình quân đạt ở
mức cao trên 19% (Bảng 2).
Bảng 2
Giá trị trung bình theo quốc gia của các biến số chính trong mô hình (1)
Mức
độ
Khả năng
thanh
Tăng
Số
Quy mô
NH
Tỉ lệ
vốn
Chỉ số
Quốc gia
trưởng
tín dụng
ngân
hàng
LERNER
rủi ro
khoản
Indonesia
2.815,01
2.627,14
1.483,27
6.790,74
1,428,46
3.866,69
0,17
0,23
0,18
0,27
0,19
0,22
31,07
47,11
40,07
30,35
41,62
36,13
0,27
0,29
0,27
0,17
0,32
0,27
19,83
2,39
0,26
0,26
0,24
0,29
0,24
0,28
69
13
Malaysia
Philippines
Thái Lan
VN
4,83
35
11,06
19,87
11,20
43
46
Tổng hợp
206
Ghi chú: Quy mô ngân hàng là giá trị trung bình của tổng tài sản của các ngân hàng trong hệ thống,
đơn vị tính là triệu USD. Tỉ lệ vốn được tính theo tỉ lệ vốn tự có của ngân hàng trên tổng tài sản. Khả
năng thanh khoản là tỉ lệ giữa tài sản có tính thanh khoản cao (tiền mặt, các khoản dự trữ) trên tổng
nguồn tiền gửi ngắn hạn. Tăng trưởng tín dụng là tỉ lệ % thay đổi của tổng tín dụng hàng năm. Chỉ số
LERNER mô tả quyền lực thị trường của ngân hàng, giá trị càng cao nghĩa là ngân hàng có quyền lực
thị trường càng lớn và mức độ cạnh tranh của thị trường là kém.
Bảng 3 trình bày kết quả nghiên cứu theo mô hình (1). Cột 1 và 2 trong Bảng 3 mô
tả kết quả hồi quy sử dụng phương pháp ước lượng ngẫu nhiên bình phương nhỏ nhất
trong khi cột 3 và 4 trình bày kết quả hồi quy sử dụng phương pháp GMM hệ thống.
Bảng 3
Kết quả hồi quy - Tác động của quyền lực thị trường đến khả năng truyền dẫn chính
sách tiền tệ qua kênh tín dụng
Biến phụ thuộc: Tăng trưởng tín dụng
(1)
(2)
(3)
(4)
(LOANGR)
MP
-1,034***
(5,42)
-1,280***
(5,35)
-1,045***
(4,06)
-1,765***
(3,56)
LERNER
-12,431*
(2,38)
-13,976**
(2,64)
-12,516**
(3,27)
-13,852**
(3,03)
38
Nguyễn Thị Thùy Linh & cộng sự. Tạp chí Phát triển kinh tế, 26(9), 26-43
Biến phụ thuộc: Tăng trưởng tín dụng
(LOANGR)
(1)
(2)
(3)
(4)
MP * LERNER
0,018***
(3,53)
0,019***
(3,73)
2,107***
(7,41)
-2,679***
(4,55)
-16,388**
(3,25)
3,661*
(2,37)
-3,349*
(2,49)
0,072**
(3,26)
0,069*
(2,42)
-1,799
(1,70)
26,208***
(4,50)
2,389
0,162***
(12,62)
1,975**
(2,67)
0,169***
(13,14)
1,615*
(2,19)
GDPG
2,123***
(7,47)
SIZE
-2,720***
(4,64)
-2,542***
(3,97)
-2,968***
(6,48)
LIQ
-15,356**
(3,07)
-10,302**
(-3,18)
6,430**
(3,24)
-10,302**
(-3,20)
8,224***
(3,71)
CAR
4,088***
(5,59)
CRISIS
L. LOANGR
RISK
-3,588**
(2,68)
-5,921
-7,795*
(2,26)
(1,72)
0,071**
(3,22)
0,236***
(10,32)
0,650***
(8,74)
0,231***
(10,18)
0,642***
(8,71)
0,066*
(2,34)
MP * RISK
Hằng số
1,202***
(5,07)
27,483***
(4,77)
2,389
206
22,495***
(5,14)
2,389
206
24,157***
(7,29)
Số quan sát
Số ngân hàng
R2
2,389
206
206
0,387
67,84
0,000
0,312
Wald χ2
Prob,
48,31
289,01
0,000
115,74
0,000
0,000
Nguyễn Thị Thùy Linh & cộng sự. Tạp chí Phát triển kinh tế, 26(9), 26-43
39
Biến phụ thuộc: Tăng trưởng tín dụng
(LOANGR)
(1)
(2)
(3)
(4)
AR(1) test (p-value)
0,011
0,312
0,509
0,377
0,009
0,253
0,424
0,235
AR(2) test (p-value)
Hansen test of over-identification
Diff-in-Hansen tests of exogeneity
Ghi chú: (*)(**) và (***) theo thứ tự cho biết mức ý nghĩa 10%, 5% và 1%. LOANGR là tăng trưởng
tín dụng hàng năm (%). L.LOANGR là tăng trưởng tín dụng năm trước. Các biến khác như được định
nghĩa ở Bảng 1.
Theo đó, kết quả từ cột 1 đến 4 (Bảng 3) cho thấy hệ số tương quan của biến tương
tác giữa chính sách tiền tệ và quyền lực thị trường (MP * LERNER) trong mối tương
quan với tăng trưởng tín dụng của ngân hàng (LOANGR) là dương (>0) và đạt mức ý
nghĩa thống kê 1%. Điều này chỉ ra những ngân hàng có quyền lực thị trường lớn sẽ ít
nhạy cảm trước các thay đổi trong lãi suất (trên thị trường liên ngân hàng hoặc tín phiếu
kho bạc). Ví dụ, khi so sánh tác động của chính sách tiền tệ đối với hai ngân hàng, ngân
hàng A có quyền lực thị trường lớn, LERNER =1 (độc quyền hoàn toàn), và ngân hàng
B có quyền lực thị trường nhỏ, LERNER = 0 (cạnh tranh hoàn toàn); lúc này hệ số tương
quan đối với tác động của chính sách tiền tệ (sự thay đổi trong lãi suất, biểu thị bằng
biến MP) lên tăng trưởng tín dụng tại ngân hàng A sẽ là (ρ+π) = (-1,034 + 0,018) = -
1,016, nhỏ hơn hệ số tương quan của tác động đó đối với ngân hàng B với ρ = -1,034
(cột 1 - Bảng 3). Bên cạnh đó, tung độ góc của hàm tăng trưởng tín dụng tại ngân hàng
A là (훼푖 + 훿) sẽ nhỏ hơn tung độ góc của hàm tăng trưởng tín dụng tại ngân hàng B (훼푖)
vì δ <0. Việc sử dụng phương pháp ước lượng khác nhau và các biến kiểm soát khác
nhau, thể hiện ở cột (2) đến (4), cũng không làm thay đổi kết quả này. Như vậy, khi giá
trị LERNER càng lớn, thì hiệu quả truyền dẫn của việc thay đổi MP lên tăng trưởng tín
dụng ngân hàng sẽ giảm xuống, thể hiện ở hệ số (ρ+π*LERNER) sẽ càng nhỏ với π >0
và 0 < LERNER <1 và ngược lại. Kết quả này phù hợp với giả thuyết nghiên cứu thảo
luận ở phần 2, cho rằng quyền lực thị trường của ngân hàng đóng vai trò quan trọng
trong việc quyết định nguồn cung tín dụng và khả năng điều chỉnh từ những thay đổi
trong chính sách tiền tệ. Những ngân hàng có quyền lực thị trường lớn có khả năng điều
chỉnh linh hoạt hơn đối với hoạt động tín dụng của mình trước các cú sốc tiền tệ bởi vì
những ngân hàng này dễ dàng tiếp cận các nguồn vốn thay thế. Kết quả nghiên cứu của
bài viết đóng góp vào những thảo luận hiện tại về các yếu tố tác động đến hiệu quả truyền
40
Nguyễn Thị Thùy Linh & cộng sự. Tạp chí Phát triển kinh tế, 26(9), 26-43
dẫn của chính sách tiền tệ vào nền kinh tế. Kết quả khá phù hợp với quan điểm hiện đại
trong chính sách tiền tệ, thường biết đến là “quan điểm tín dụng”. Theo quan điểm này,
cấu trúc tài chính, đặc biệt là hệ thống ngân hàng, đóng vai trò trung tâm trong việc gia
tăng hiệu quả của chính sách tiền tệ. Những biến số khác trong mô hình, như rủi ro, quy
mô ngân hàng, tính thanh khoản và mức độ vốn hoá cũng phù hợp với kì vọng ban đầu
và các kết quả nghiên cứu trước đây.
6. Kết luận và gợi ý chính sách
Bài viết sử dụng dữ liệu từ báo cáo tài chính của ngân hàng để đánh giá tác động của
quyền lực thị trường của ngân hàng đến khả năng truyền dẫn chính sách tiền tệ thông
qua kênh tín dụng ngân hàng tại 5 quốc gia khu vực ASEAN trong giai đoạn từ năm
1999–2013. Tác giả sử dụng mô hình hồi quy với biến tăng trưởng tín dụng là biến phụ
thuộc và chỉ số về vị thế của chính sách tiền tệ, rủi ro ngân hàng, các đặc điểm của ngân
hàng (quy mô, khả năng thanh khoản, tỉ lệ vốn hoá và quyền lực thị trường) và tốc độ
tăng trưởng GDP là những biến độc lập trong mô hình.
Bằng việc tập trung vào kênh tín dụng, kết quả nghiên cứu cho thấy quyền lực thị
trường của ngân hàng có quan hệ nghịch chiều với hiệu quả truyền dẫn của chính sách
tiền tệ. Những ngân hàng có quyền lực thị trường lớn dễ dàng trong việc ứng phó với
các thay đổi đột ngột trong chính sách tiền tệ và do đó hiệu quả truyền dẫn chính sách
kém hơn. Kết quả này càng đúng đối với những ngân hàng có quy mô lớn, khả năng
thanh khoản tốt hơn và tỉ lệ vốn hoá cao hơn.
Từ kết quả nghiên cứu, tác giả đề xuất một số gợi ý chính sách đối với hệ thống ngân
hàng thương mại VN nói riêng và các quốc gia khu vực ASEAN nói chung như sau:
- Dưới góc độ quản lí ngân hàng, cần thiết phải tăng mức độ cạnh tranh trên thị trường
nhằm giảm quyền lực thị trường của những ngân hàng đơn lẻ, từ đó góp phần vào việc
thực thi chính sách tiền tệ (trong trường hợp Ngân hàng Nhà nước muốn thắt chặt hay
nới lỏng chính sách tiền tệ qua kênh tín dụng).
Bên cạnh đó, dựa trên kết quả nghiên cứu, tác giả cũng kì vọng việc thường xuyên
giám sát hoạt động ngân hàng, cùng với những yêu cầu gia tăng về vốn và khả năng
thanh khoản sẽ làm tăng khả năng truyền dẫn chính sách tiền tệ thông qua kênh tín dụng
của ngân hàng và từ đó đạt được những mục tiêu đề ra trong điều hành chính sách tiền
tệ.
Nguyễn Thị Thùy Linh & cộng sự. Tạp chí Phát triển kinh tế, 26(9), 26-43
41
Ngoài ra, ngân hàng cũng cần chú trọng đến việc tăng cường quản trị rủi ro ở cấp độ
ngân hàng. Mỗi ngân hàng thương mại nên rà soát lại bộ máy quản trị rủi ro của ngân
hàng mình, từ quản trị rủi ro tín dụng, quản trị rủi ro thanh khoản đến quản trị nội bộ.
Mặt khác, một quy trình quản trị rủi ro hoàn thiện nhưng nếu không thực hiện đúng thì
cũng không mang lại kết quả mong đợi. Do vậy, với những nhân viên, những nhà quản
lí trong lĩnh vực này cần được đào tạo đúng, có trình độ chuyên môn nghiệp vụ cao và
quan trọng hơn là phải có đạo đức nghề nghiệp.
Nhìn chung, để tăng sức mạnh thị trường cho các ngân hàng nhằm giảm những tác
động tiêu cực đến hoạt động tín dụng khi Ngân hàng Nhà nước có những thay đổi quá
nhanh trong điệc điều hành chính sách tiền tệ cần nhiều giải pháp từ vĩ mô đến vi mô.
Trong phạm vi bài viết, tác giả chỉ gợi ý một số vấn đề, liên quan đến quyền lực thị
trường và mức độ cạnh tranh của các ngân hàng thương mại, hy vọng góp phần nhỏ vào
những giải pháp lớn trong việc điều hành chính sách tiền tệ quốc gia nhằm thực hiện
những mục tiêu kinh tế quan trọng của đất nước
Chú thích
1 Tuy vẫn có những tranh cãi rằng một số quốc gia có thể sử dụng các chỉ số khác ngoài lãi suất để
thể hiện vị thế trong việc áp dụng chính sách tiền tệ (thắt chặt hoặc nới lỏng), việc dựa vào những chỉ
tiêu này là không khả thi vì các mục tiêu sẽ thay đổi theo thời gian và theo từng quốc gia. Sự khác
biệt trong các chỉ số đo lường này rất khó thực hiện được khi nghiên cứu trong cùng một mô hình ở
những giai đoạn khác nhau (Olivero & cộng sự, 2011).
2 Mặc dù dữ liệu của ngân hàng được thu thập từ năm 1995–2013 nhưng kết quả chạy hồi quy chỉ dựa
trên dữ liệu từ năm 1999–2013 và dữ liệu từ năm 1995–1998 được sử dụng để tính các giá trị trung
bình và độ lệch chuẩn di động. Điều này là do trong bài sử dụng giá trị trung bình và độ lệch chuẩn
di dộng với vòng lặp là 5 năm. Ví dụ như: Giá trị của biến RISK (đo lường bằng chỉ số Z-SCORE)
của năm 1999 được tính dựa trên tỉ suất lợi nhuận trên
3 BankScope cung cấp dữ liệu tài chính của 90% thị phần ngân hàng trên thế giới.
Tài liệu tham khảo
Abdel-Baki, M. (2010). The effects of bank reforms on the monetary transmission mechanism in
emerging market economies: Evidence from Egypt. African Development Review, 22(4), 526-539.
Agoraki, M. E. K., Delis, M. D., & Pasiouras, F. (2011). Regulations, competition and bank risk-
taking in transition countries. Journal of Financial Stability, 7(1), 38-48.
Altunbas, Y., Gambacorta, L., & Marques-Ibanez, D. (2009). Securitisation and the bank lending
channel. European Economic Review, 53(8), 996-1009.
42
Nguyễn Thị Thùy Linh & cộng sự. Tạp chí Phát triển kinh tế, 26(9), 26-43
Altunbas, Y., Gambacorta, L., & Marques-Ibanez, D. (2010). Bank risk and monetary policy. Journal
of Financial Stability, 6(3), 121-129.
Altunbas, Y., Gambacorta, L., & Marques-Ibanez, D. (2012). Do bank characteristics influence the
effect of monetary policy on bank risk? Economics Letters, 117(1), 200-222.
Amidu, M., & Wolfe, S. (2013). The effect of banking market structure on the lending channel:
Evidence from emerging markets. Review of Financial Economics, 22(4), 146-157.
Bernanke, B. S., & Gertler, M. (1995). Inside the black box: The credit channel of monetary policy
transmission. Journal of Economic Perspectives, 9(4), 27-48.
Bernanke, B. S., & Mihov, I. (1998). Measuring monetary policy. Quarterly Journal of Economics,
113(3), 869-902.
Bhaumik, S. K., Dang, V., & Kutan, A. M. (2011). Implications of bank ownership for the credit
channel of monetary policy transmission: Evidence from India. Journal of Banking and Finance,
35(9), 2418-2428.
Caprio, G., Jr., Klingebiel, D., Laeven, L. A., & Noguera, G. (2005). Appendix: banking crisis
database. In P. Honohan & L. A. Laeven (Eds.), Systemic financial crises: containment and
resolution (pp. 307-340). Cambridge, UK: Cambridge University Press.
Chen, X. (2012). The dampening effect of bank foreign liabilities on monetary policy: Revisiting
monetary cooperation in East Asia. Journal of International Money and Finance, 31(2), 412-427.
den Haan, W. J., Sumner, S. W., & Yamashiro, G. M. (2007). Bank loan portfolios and the monetary
transmission mechanism. Journal of Monetary Economics, 54(3), 904-924.
Devereux, M. B., Lane, P. R., & Xu, J. (2006). Exchange rates and monetary policy in emerging
market economies. Economic Journal, 116(511), 478-506.
Freixas, X., & Rochet, J.-C. (1997). Microeconomics of banking (Vol. 2): MIT press Cambridge, MA.
Fungáčová, Z., Solanko, L., & Weill, L. (2014). Does competition influence the bank lending channel
in the euro area? Journal of Banking and Finance, 49(1), 356-366.
Gambacorta, L., & Mistrulli, P. E. (2004). Does bank capital affect lending behavior? Journal of
Financial Intermediation, 13(4), 436-457.
Gambacorta, L. (2005). Inside the bank lending channel. European Economic Review, 49(7), 1737-
1759.
Goodhart, C., & Schoenmaker, D. (1995). Should the functions of monetary policy and banking
supervision be separated? Oxford Economic Papers, 47(4), 539-560.
Gunji, H., Miura, K., & Yuan, Y. (2009). Bank competition and monetary policy. Japan and the
World Economy, 21(1), 105-115.
Kashyap, A. K., & Stein, J. C. (1994). Monetary policy and bank lending. Monetary Policy, 221-261.
The University of Chicago Press.
Nguyễn Thị Thùy Linh & cộng sự. Tạp chí Phát triển kinh tế, 26(9), 26-43
43
Kashyap, A. K., & Stein, J. C. (2000). What do a million observations on banks say about the
transmission of monetary policy? The American Economic Review, 90(3), 407-428.
Laeven, L. A., & Valencia, F. V. (2013). Systemic banking crises database. IMF Economic Review,
61(2), 225-270.
Leroy, A. (2014). Competition and the bank lending channel in Eurozone. Journal of International
Financial Markets, Institutions and Money, 31(1), 296-314.
Meh, C. A., & Moran, K. (2010). The role of bank capital in the propagation of shocks. Journal of
Economic Dynamics and Control, 34(3), 555-576.
Mishkin, F. S. (2010). Monetary policy flexibility, risk management, and financial disruptions.
Journal of Asian Economics, 21(3), 242-246.
Morgan, P. J. (2012). The role of macroeconomic policy in rebalancing growth. Journal of Asian
Economics, 23(1), 13-25.
Nguyen, M., Skully, M., & Perera, S. (2012). Market power, revenue diversification and bank
stability: Evidence from selected South Asian countries. Journal of International Financial
Markets, Institutions and Money, 22(4), 897-912.
Olivero, M. P., Li, Y., & Jeon, B. N. (2011). Competition in banking and the lending channel:
Evidence from bank-level data in Asia and Latin America. Journal of Banking and Finance, 35(3),
560-571.
Soedarmono, W., Machrouh, F., & Tarazi, A. (2011). Bank market power, economic growth and
financial stability: Evidence from Asian banks. Journal of Asian Economics, 22(6), 460-470.
Soedarmono, W., Machrouh, F., & Tarazi, A. (2013). Bank competition, crisis and risk taking:
Evidence from emerging markets in Asia. Journal of International Financial Markets, Institutions
and Money, 23(0), 196-221.
Stiglitz, J., & Greenwald, B. (2003). Towards a new paradigm in monetary economics: Cambridge
University Press.
Turk Ariss, R. (2010). On the implications of market power in banking: Evidence from developing
countries. Journal of Banking & Finance, 34(4), 765-775.
Van den Heuvel, S. J. (2002). Does bank capital matter for monetary transmission? Economic Policy
Review, 8(1), 259-265.
Wu, J., Luca, A. C., & Jeon, B. N. (2011). Foreign bank penetration and the lending channel in
emerging economies: Evidence from bank-level panel data. Journal of International Money and
Finance, 30(6), 1128-1156.
Yoshimi, T. (2014). Lending rate spread shock and monetary policy arrangements: A small open
economy model for ASEAN countries. Asian Economic Journal, 28(1), 19-39.
18 trang
09/01/2024
16420
Free
Bạn đang xem tài liệu "Quyền lực thị trường của ngân hàng và khả năng truyền dẫn chính sách tiền tệ qua kênh tín dụng - Bằng chứng tại một số nước ASEAN", để tải tài liệu gốc về máy hãy click vào nút Download ở trên
File đính kèm:
- quyen_luc_thi_truong_cua_ngan_hang_va_kha_nang_truyen_dan_ch.pdf
