Ọ V

N NGÂN HÀNG

VI N NGHI N

U HO H

NG N H NG

BÁO CÁO NGHIÊN C U QUÝ 1 NĂM 2019

MỐI QUAN H GIỮA TĂNG TRƯỞNG TÍN DỤNG
VÀ TĂNG TRƯỞNG KINH TẾ TẠI VI T NAM
(RS.19/01)

HÀ NỘI – THÁNG 4/2019
1


BÁO CÁO NGHIÊN CỨU QUÝ 1 NĂM 2019

MỐI QUAN HỆ GIỮA TĂNG TRƯỞNG TÍN DỤNG
VÀ TĂNG TRƯỞNG KINH TẾ TẠI VIỆT NAM

(RS.19/01)
Trưởn n

mn

n ứu:

PGS.TS. Trương Quốc ường

Thành viên tham gia:
TS. Phạm Mạnh Hùng
ThS. Nguyễn Minh Phương
ThS. Đào Bích Ngọc
ThS. Hoàng Thanh Tú

2019

ọ v n Ngân hàng

Báo cáo này thu c n quy n c Học vi n Ngân hàng. Mọi s s o
ch p ưu hành và ho c xu t n
t ph n ho c toàn b n i ung
o c o à h ng ư c s cho ph p c Học vi n Ngân hàng u
à vi phạ
n quy n.
Qu n i
ư c tr nh ày trong o c o này à c nh
nghi n c u và h ng nh t
thi t ph n nh qu n i c Học vi n Ng n hàng và Ng n hàng Nhà nư c Vi t Nam.
Vui lòng trích

n

o c o như s u:

c v n Ngân hàng (2019), Tác động của tín dụng tới tăng trưởng kinh tế tại Việt

Nam
oc on
n c u m số RS.19/01.

TÁ ĐỘNG CỦA TÍN DỤNG TỚI
TĂNG TRƯỞNG KINH TẾ TẠI VI T NAM
2


Tóm tắt:
Nghiên c u này kiểm ch ng quan h nhân quả Granger giữa tín dụn và GDP cũn n ư
phân tích mối quan h dài hạn giữa tăn trưởng tín dụn n ân àn và tăn trưởng kinh tế
tại Vi t Nam sử dụng mô hình ARDL với dữ li u tron

a đoạn từ quý 1/2005 đến quý

4/2017. Kết quả nghiên c u thực nghi m cho thấy tồn tại mối quan h nhân quả Granger hai
chiều giữa tín dụng và GDP. Bên cạn đó tăn trưởng tín dụn có t c độn n ược chiều tới
tăn trưởng kinh tế tại Vi t Nam trong dài hạn. Từ đó n
nghị tập trung vào địn

n c u đề xuất một số khuyến

ướng khắc phục những hạn chế của kênh cung ng vốn tín dụng

ngân hàng.
Từ khóa: tín dụn n ân àn

tăn trưởng kinh tế, quan h nhân quả Granger, ARDL.


1. GIỚI THI U NGHIÊN CỨU
Tăng trưởng kinh t và những nhân tố t c
trong những mối qu n t
ng n hàng c t c

hàng

ng t i tăng trưởng kinh t là m t

u c a mọi quốc gia. Vì vậy tăng trưởng tín dụng

ng ra sao t i tăng trưởng kinh t là m t trong những ch

nhận

ư c nhi u s quan tâm c a các học gi trên phạm vi th gi i. Tr i qua nhi u nghiên
c u th c nghi m tại các quốc gi trong c c gi i oạn khác nhau, các nhà nghiên c u
ư r những qu n i m r t khác nhau v

nh hưởng c a tín dụng t i tăng trưởng kinh

t . Nhi u nghiên c u ã chỉ ra rằng tín dụng và tăng trưởng kinh t có mối quan h
cùng chi u (Rajan và Zingales (1998); Levine và c ng s
Hu ng in (2009)) trong hi cũng c

(2000); Valvel (2004);

t số tác gi chỉ ra mối quan h ngư c chi u

hay phi tuy n tính giữa hai bi n số này (De Gregorio và Guidotti (1995); Beck và

c ng s (2012); Arcand và c ng s (2015)).
Th c t tại Vi t Nam trong những nă
i m ổn ịnh kinh t vĩ
trọng nh t c
vĩ

vừa qua Chính ph luôn duy trì quan

và tăng trưởng kinh t là m t trong những mục tiêu quan

chính s ch vĩ

. Tăng trưởng kinh t tạo n n t ng cho ổn ịnh kinh t

m b o vi c làm, thu nhập và an sinh xã h i. Cùng v i

trò quan trọng trong vi c

p ng nhu c u

tín ụng

ng v i

m b o quá trình s n xu t kinh doanh

diễn r thường xuyên và liên tục giúp thúc ẩy s phát tri n c a n n kinh t . Những
nă

g n


y tín ụng ti u ùng tăng

n tài chính
3

o trù

ư c chú trọng hơn ã


thúc ẩy ti u ùng t c

ng lên tổng c u và hỗ tr cho GDP. Tuy nhiên, khi tỷ l tín

dụng/GDP cao thì n n kinh t sẽ trở nên nhạy c m v i bi n
r i ro v n x u. Ngoài r

n cuối nă

ng c a lãi su t gi tăng

2018 tỷ l vốn tín dụng ngắn hạn cho vay

trung và dài hạn c a toàn h thống xoay quanh mốc 28% ã gi m khá mạnh so v i
m c tr n 30% nă

2016. Tuy nhi n tỷ l này tại nhi u ngân hàng v n tr n 30%

bi t là tại m t số ngân hàng TMCP quy mô nhỏ, ti m ẩn r i ro v

cơ c u nguồn vốn c a ngân hàng. Vì vậy, ki m soát tốc

c

l ch kỳ hạn trong

tăng trưởng tín dụng ở m c

có th hỗ tr cho tăng trưởng kinh t và gi m thi u r i ro h thống là mục tiêu dài hạn
mà Chính ph hư ng t i.
Mối liên h giữ tăng trưởng tín dụng và tăng trưởng kinh t ở Vi t N

ã

ư c nghiên c u phân tích bằng c h i phương ph p ịnh ư ng và ịnh tính, ví dụ
như Duong và Izumida (2002); Quach và Mullinneux (2006), Anwar và Nguyen
(2009). Tuy nhiên, các nghiên c u tr n chư th cung c p b c tranh tổng th v tín
dụng và s phát tri n kinh t c a Vi t Nam, bằng ch ng là nghiên c u c a Duong và
Izumida (2002) hay Quach và Mullinnneux (2006) chỉ tập trung vào vai trò tín dụng
ối v i tăng trưởng kinh t h gi

nh; Anwar và Nguyen (2009) m i dừng lại ở vi c

phân tích vai trò c a tín dụng ối v i tăng trưởng kinh t c a từng tỉnh thành…
Xu t phát từ yêu c u th c tiễn c n ph i hi u rõ hơn v mối quan h c
trưởng tín dụng và tăng trưởng kinh t tại Vi t N

có th

tăng


ư c c g i ý chính

sách phù h p, nghiên c u này sẽ phân tích mối quan h giữa hai bi n kinh t trên
trong dài hạn và ngắn hạn bằng cách sử dụng mô hình ARDL. Đ
nghiên c u, chúng tôi sử dụng dữ li u tại Vi t N

ạt ư c mục tiêu

gi i oạn 2005 – 2017 theo quý

v i các bi n số: tổng s n phẩm quốc n i (GDP), tín dụng và cung ti n.
Ph n còn lại c a nghiên c u ư c k t c u như s u: Ph n th hai trình bày tổng
quan các nghiên c u trư c

y bàn v mối quan h giữ tăng trưởng tín dụng và tăng

trưởng kinh t . Ph n th ba tìm hi u v th c trạng tăng trưởng tín dụng và tăng trưởng
kinh t ở Vi t Nam trong thời gian qua. Trong ph n th tư, nhóm nghiên c u ki m
ịnh mối quan h nhân qu Granger giữa tín dụng và GDP cũng như ph n tích

ối

quan h dài hạn giữ tăng trưởng tín dụng ng n hàng và tăng trưởng kinh t tại Vi t
Nam sử dụng mô hình ARDL v i dữ li u trong gi i oạn từ quý 1 2005

4

n quý



4/2017. Ph n cuối cùng c a báo cáo sẽ ư r các k t luận chính và hàm ý chính sách
dành cho Vi t Nam.
2. TỔNG QUAN CÁC NGHIÊN CỨU ĐỊN

LƯỢNG VỀ MỐI QUAN H

GIỮA TĂNG TRƯỞNG TÍN DỤNG VÀ TĂNG TRƯỞNG KINH TẾ
2.1. Nghiên cứu sử dụng dữ li u bảng
2.1. Mối quan h tuyến tính giữa tăn trưởng tín dụn và tăn trưởng kinh tế
Rajan và Zingales (1998) sử dụng số li u c a 41 quốc gia trên th gi i trong
kho ng thời gian từ 1980 -1990
kinh t . Sử dụng

nghiên c u mối quan h tín dụng t i tăng trưởng

h nh ư c ư ng OLS, nghiên c u ã chỉ ra rằng tín dụng có th

thúc ẩy tăng trưởng kinh t . Lập luận rằng mô hình OLS còn nhi u hạn ch , Levine
và c ng s (2000) l a chọn mô hình GMM v i nguồn dữ li u c a 63 quốc gia nghiên
c u mối quan h giữ tăng trưởng tín dụng và tăng trưởng kinh t trong gi i oạn từ
1960 - 1995. Nghiên c u ã khẳng ịnh rằng tín dụng ng n hàng c t c
t i tốc

tăng trưởng GDP th c

ng bình quân, từ

nh qu n


ng tích c c

u người và tăng trưởng năng su t lao

thúc ẩy kinh t phát tri n. D a trên n n t ng là nghiên c u

c a Levine và c ng s (2000), Rioja và Valev (2004) phân tách 74 quốc gia thành ba
nhóm d a theo m c

phát tri n tài chính: th p trung

1966 - 1995. K t qu cho th y t c

nh và c o trong gi i oạn

ng c a tín dụng t i tăng trường kinh t là không

ồng nh t giữa các quốc gia. Cụ th , h số ư c ư ng cho các quốc gia có thu nhập
trung

nh và c o c ý nghĩ thống kê, trái lại h ng c ý nghĩ tại các quốc gia thu

nhập th p. Nói cách khác, nh hưởng c a tín dụng t i tăng trưởng kinh t là tích c c
và l n hơn ở các quốc gia có h thống phát tri n tài chính cao. Có k t qu tương t
Rioja và Valev (2004), Levine và c ng s (2005) khẳng ịnh rằng t c
dụng t i tăng trường kinh t

ng c a tín

à h ng ồng nh t giữa các quốc gia. Tại các quốc gia


có h thống phát tri n tài chính cao, tín dụng có nh hưởng tích c c nhi u hơn t i tăng
trưởng kinh t .
Theo hư ng ti p cận ph n tích s u vào t c
Beck và c ng s (2012) nghiên c u v

ng c a từng loại hình tín dụng,

nh hưởng c a tín dụng doanh nghi p và tín

dụng h t i tăng trưởng kinh t . Nhóm tác gi l a chọn nghiên c u tại 45 quốc gia
phát tri n và

ng ph t tri n trong gi i oạn 1994 t i 2005. K t qu hồi quy mô hình
5


v i các bi n công cụ cho th y tín dụng doanh nghi p có nh hưởng tích c c t i tăng
trưởng kinh t trong khi tín dụng h gi
nghi p còn góp ph n làm gi m b t
(2014) sử dụng dữ li u b ng c

nh th

h ng. Đ c bi t, tín dụng doanh

nh ẳng thu nhập. Tương t , Sassi và Gasmi

27 nư c châu Âu từ nă


rằng tín dụng doanh nghi p c t c

1995 t i 2012 cũng

t luận

ng tích c c t i tăng trưởng kinh t ngư c lại tác

ng c a tín dụng h là tiêu c c. Khác v i k t qu c a các nghiên c u trư c, Leon
(2016) áp dụng mô hình OLS và phân tích bi n công cụ (IV) trên b dữ li u c a 126
quốc gia từ nă
t c

1995 – 2014 và tìm th y bằng ch ng nói rằng tín dụng h gi

ng tiêu c c t i tăng trưởng kinh t nhưng h ng t

nh c

th y mối quan h giữa tín

dụng doanh nghi p và tăng trưởng kinh t .
Các nghiên c u th c hi n trên phạm vi quốc gia càng c ng cố th

qu n i m

tín dụng nh hưởng tích c c t i tăng trưởng kinh t . Wolde-Rufael và Yemane (2009)
ã chỉ ra mối quan h nhân qu giữ tăng trưởng tín dụng và tăng trưởng kinh t ở
Châu Phi từ nă
hơn


1996 t i nă

2005 v i mô hình VAR, và ki

ịnh Granger. Làm rõ

ối quan h này ở khu v c châu Phi, Akpansung và Babalola (2011) sử dụng dữ

li u từ nă

1970 - 2008 tại Nigeria v i mô hình hồi quy h i gi i oạn nhằ

ư r

t

luận v mối quan h tích c c giữa tín dụng và tăng trưởng kinh t . Hay trong m t
nghiên c u khác ở châu Phi, sử dụng dữ li u gi i oạn 1969 – 2013 tại Cameroon,
Belinga và c ng s (2016) cho th y vi c th c hi n c c chính s ch thúc ẩy phát tri n
tín dụng ngân hàng chắc chắn c t c

ng

ng

n tăng trưởng kinh t . Ở các

châu lục h c như à ở Romania, trong kho ng thời gian từ nă


1994 - 2012, Dalia và

c ng s (2015) khẳng ịnh rằng tăng trưởng tín dụng c t c

ng tr c ti p t i tăng

trưởng GDP. Tuy nhiên tác gi cũng chỉ ra rằng khi lãi su t cho v y tăng c o sẽ có th
làm gi m GDP. Ở ch u Á Ti sin (2014) cũng ư r c c ằng ch ng ở Nepal giai
oạn 1975 – 2013 cho th y tín dụng khu v c tư nh n tăng 1% sẽ góp ph n tăng trưởng
tổng s n phẩm quốc n i th c t thêm 0,4% trong dài hạn. Xem xét mối quan h giữa
tín dụng và tăng trưởng kinh t ở các ngành khác nhau d a trên dữ li u c a Jordan
trong gi i oạn 1993 – 2014, Ananzeh (2016) sử dụng
số và ki

nh v ctơ hi u chỉnh sai

ịnh nhân qu Granger chỉ ra tín dụng ngân hàng nói chung và tín dụng

cho các ngành kinh t nói riêng (nông nghi p, công nghi p, xây d ng và du lịch)
có vai trò quan trọng và t c

u

n tăng trưởng kinh t . Đ c bi t sử dụng dữ

ng dài hạn
6


li u c p tỉnh, Chen và c ng s (2013) nghiên c u mối quan h giữa tín dụng t i tăng

trưởng kinh t tại Trung Quốc từ nă

1978 t i nă

2010.

c t c gi

ãt

th y

bằng ch ng cho v s khác bi t giữa nh hưởng c a tín dụng t i tăng trưởng kinh t
tại 28 tỉnh. Tín dụng c t c
ngư c lại c t c

ng tích c c t i tăng trưởng kinh t tại các tỉnh giàu,

ng tiêu c c tại các tỉnh nghèo.

M c dù có r t nhi u lập luận, minh ch ng ng h cho qu n i m phát tri n h
thống tài chính nói chung và tín dụng nói riêng có nh hưởng tích c c
kinh t

n tăng trưởng

cũng c nhi u nghiên c u ch ng minh rằng tín dụng không có nh hưởng,

ho c thậm chí là nh hưởng tiêu c c. De Gregorio và Guidotti (1995) ã t


th y mối

quan h ngư c chi u giữa tín dụng và tăng trưởng kinh t khi sử dụng dữ li u b ng
c a các quốc gia châu Mỹ Latinh. Nhóm tác gi cho rằng

i trường pháp lý lỏng lẻo

y u kém khi n cho tín dụng nh hưởng tiêu c c t i kinh t . Bổ sung thêm nguyên
nhân gây ra nh hưởng tiêu c c c a tín dụng, Chen (2009) cho rằng s y u kém c a
h thống trung gian tài chính qua nghiên c u tại Trung Quốc s u gi i oạn c i cách
nă

1978. T c gi cho rằng các h thống tổ ch c trung gian tài chính trong thời gian

nghiên c u ã ph n ổ nguồn vốn, các kho n vay kém hi u qu , d n t i lãng phí
h ng c

nguồn vốn, từ

ng g p vào tăng trưởng kinh t . Tương t v i k t luận

c a Chen (2009), ở Châu Phi, Demetriades và James (2011) chỉ ra rằng không có mối
liên h giữ tăng trưởng tín dụng và tăng trưởng kinh t . Tác gi cho rằng h thống
ngân hàng tại

y ã cung c p các kho n vay không phù h p v i h gi

các doanh nghi p. Th
c


người i v y

vào

vi c tuân th các cam k t cho vay không ch t chẽ

n t i tình trạng m t cân bằng c a thị trường tín dụng, tỷ l n x u

cao, nh hưởng x u t i n n kinh t . G n

y nh t, Narayan (2013) khẳng ịnh rằng

tăng trưởng c a tín dụng ng n hàng c t c
ư c ư ng

nh cũng như

ng tiêu c c

n tăng trưởng kinh t khi

h nh GMM ối v i m u gồm 65 quốc gi trong gi i oạn 1995 - 2011.

2.2. Mối quan h phi tuyến tính giữa tăn trưởng tín dụn và tăn trưởng kinh tế
Có th th y k t luận v mối quan h tuy n tính giữ tăng trưởng tín dụng và
tăng trưởng kinh t c h i qu n i m chính: (i) tăng trưởng tín dụng có nh hưởng tích
c c t i n n kinh t ; (ii) tăng trưởng tín dụng có nh hưởng tiêu c c t i n n kinh t .
Tuy nhiên, trong kho ng thời gi n 10 nă

trở lại


7

y c c nhà nghi n c u liên tục

t


câu hỏi v li u mối quan h giữ tăng trưởng tín dụng và tăng trưởng kinh t là phi
tuy n tính và có hình dạng chữ U.
Cecchetti và Kharroubi (2012) trong khi nghiên c u lịch sử
m t số quốc gi như Bồ Đào Nh

nh h y Đ n Mạch khi tín dụng tư nh n chạm mốc

l n ư t là 160% GDP, 180% GDP và 200% GDP bắt
chính. Vì vây, các tác gi

ã qu n s t th y ở

u x y ra kh ng ho ng tài

ã ti n hành phân tích dữ li u tín dụng tư nh n c a 50 quốc

gia phát tri n và m i nổi gi i oạn 1980-2009 v i mô hình pooled OLS. K t qu chỉ
ra rằng ỉnh prabol c a tỷ l tín dụng tư nh n tr n GDP à 90% s u ngưỡng này, tín
u c n trở tăng trưởng kinh t . Tương t

dụng bắt


L w và Singh (2014) ã x c ịnh

ngưỡng c a tín dụng khu v c tư nh n à 88% GDP và 99% GDP ối v i tín dụng n i
ịa. Các tác gi khẳng ịnh rằng khi tín dụng vư t ngưỡng tr n t c
tín dụng sẽ bị tri t tiêu và thay th bằng t c

ng tiêu c c

ng tích c c c a

n tăng trưởng kinh t . Có

k t qu tương ồng, Arcand và c ng s (2015) cũng ã ch ng minh rằng khi tín dụng
dành cho khu v c tư nh n tăng t i m t ngưỡng nh t ịnh (kho ng 80 – 100% GDP) sẽ
có nh hưởng tiêu c c t i tăng trưởng kinh t .
G n

y nh t, Bencuz và c ng s (2018) ã nghi n c u t c

ng phi tuy n tính

c a tín dụng, và tìm ra mốc tối ưu cho tỷ l tín dụng/GDP tại các quốc gia thu nhập
cao (OECD, EU và EMU). Nhóm nghiên c u tìm th y t c

ng phi tuy n tính c a

tổng tín dụng, tín dụng dành cho doanh nghi p t i tăng trưởng kinh t , trong khi tác
ng phi tuy n tính c a tín dụng h là khá mờ nhạt. Đồng thời, nhóm tác gi cũng chỉ
ra rằng tín dụng doanh nghi p c c t c


ng tích c c

n tăng trưởng kinh t trong khi

tín dụng h

à ngư c lại. K t qu nghiên c u cũng chỉ rõ khi tín dụng tăng từ 90% lên

100% tốc

tăng trưởng GDP sẽ gi m 0.12-0.15 i m ph n tră . Đối v i ngưỡng tín

dụng trên GDP, nghiên c u cho th y v i tỷ l tín dụng GDP ư i 50% th t c

ng

c a tín dụng t i tăng trưởng kinh t bằng h ng. Đ ng chú ý ở ngưỡng 61%

n

72%, các tác gi ghi nhận s

ng g p

ạnh mẽ, tích c c c a tín dụng t i tăng trưởng

kinh t .
2.3. Mối quan h giữa tăn trưởng tín dụn và tăn trưởng kinh tế tại Vi t Nam
Khi nghiên c u v tăng trưởng tín dụng tại Vi t Nam, các tác gi có những k t
luận


ạng v mối quan h này. M t số tác gi như

Thị Mận và c ng s (2016) cho rằng

y à
8

nw r và Nguy n (2009) L

ối quan h tuy n tính và tích c c ngư c


lại Lê Vi t Hùng và Pfau WD (2008) hay Nguyễn Đ c Long và Tr n Thanh Hoa
(2019) lại cho rằng mối quan h này còn mờ nhạt. Cụ th , Anwar và Nguyen (2009)
ã sử dụng dữ li u b ng c a 61 tỉnh thành trong gi i oạn từ 1997 - 2006

ki m

ch ng mối liên k t giữa tín dụng và tăng trưởng kinh t tại từng ị phương.

t qu

từ mô hình cho th y tỷ l tín dụng/GPP có quan h cùng chi u v i tăng trưởng kinh t
tại từng tỉnh. Lê Thị Mận và c ng s (2016) l a chọn mô hình VECM cùng hàm ph n
ng ẩy và ph n rã phương s i

t h p b lọc HP

trưởng tín dụng và tăng trưởng kinh t Vi t N

ãt

phân tích quan h giữ tăng

gi i oạn 1992 - 2014. Nhóm tác gi

th y bằng ch ng v mối quan h tích c c trong dài hạn giữ tăng trưởng tín

dụng và tăng trưởng kinh t tại Vi t Nam. M c dù vậy, các tác gi

ã hẳng ịnh rằng

nh hưởng c a tín dụng t i tăng trưởng là không quá l n v i minh ch ng k t qu tốc
tăng trưởng tín dụng chỉ có th gi i thích 7% cho s th y ổi c a GDP. Nghi ngờ
v mối quan h giữ tăng trưởng tín dụng và tăng trưởng kinh t , Lê Vi t Hùng và
Pfau WD (2008) phân tích dữ li u quý c a Vi t N

gi i oạn 1992 – 2005 v i mô

hình VAR k t luận rằng tín dụng có th gi i thích kho ng 23% s bi n

ng c a GDP,

tuy nhiên lại chư th tìm th y mối quan h rõ ràng giữ tăng trưởng tín dụng và tăng
trưởng kinh t . K thừa nghiên c u c a Lê Vi t Hùng và Pfau WD(2008), Nguyễn
Đ c Long và Tr n Thanh Hoa (2019) v i b số li u dừng ở nă
th y tín dụng t c

ng t i kho ng 23% s bi n


khi m u nghiên c u sử dụng số li u t i nă

ng c
2018

2005 t c gi nhận

tăng trưởng GDP. Tuy nhiên,
l n c

t c

ng này gi m

xuống còn kho ng 12% - 13%. Lý gi i cho i u này, nhóm nghiên c u lập luận rằng
n n kinh t Vi t N

ng

t l thu c vào nguồn vốn tín dụng v i s xu t hi n

dạng các kênh hỗ tr vốn h c như à nguồn vốn

u tư nư c ngoài, trái phi u, và cổ

phi u.
Khác v i các nghiên c u k trên chỉ ra mối quan h tuy n tính, Lê Trung
Thành và Nguyễn Đ c

hương (2018) ã t


r

ằng ch ng v mối quan h phi

tuy n tính giữa tín dụng cho khu v c tư nh n và tăng trưởng kinh t . Bên cạnh
qu ư c ư ng mô hình ARDL còn cho th y khi chênh l ch giữa tốc
tín dụng khu v c tư nh n và tăng trưởng kinh t gi
tích c c

n tăng trưởn kinh t . Cụ th

hi

t

tăng trưởng

i th tín ụng sẽ có nh hưởng

chênh l ch gi m 1% thì sẽ góp ph n

vào tăng trưởng kinh t 0,33% trong ngắn hạn và 1,56% trong dài hạn. Khẳng ịnh
9


rằng mối quan h giữa tín dụng và tăng trưởng kinh t tại Vi t Nam là chữ U ngư c,
o c o chuy n

trong


c a công ty Ch ng khoán Rồng Vi t (2018), nhóm nghiên

c u d a trên khuy n nghị c a IMF g i ý rằng khi quy mô n gi
GDP, vi c tăng quy

v nc t c

nh nhỏ hơn 30%

ng lên n n kinh t , và khi quy mô n l n hơn

70% GDP khi n cho r i ro kh ng ho ng tài chính trong h thống ngân hàng sẽ gia
tăng.
Như vậy, phân tích tổng quan cho th y các nghiên c u v t c
trưởng tín dụng - tăng trưởng kinh t không còn là ch

ng c

tăng

m i mẻ trên phạm vi th

gi i cũng như tại Vi t Nam. Tuy nhiên, tình hình th c t mối quan h giữ tăng
trưởng tín dụng và tăng trưởng kinh t tại Vi t Nam trong những nă
số s th y ổi

ng

so v i gi i oạn trư c. Do


bởi nhóm nghiên c u v i kỳ vọng có th
v t c
từ

ng c

g n

yc

t

nghi n c u này ư c th c hi n

ng góp thêm các bằng ch ng th c nghi m

tăng trưởng tín dụng t i tăng trưởng kinh t trong gi i oạn hi n nay,

g i mở gi i pháp chính sách cho nhà qu n lý tại Vi t Nam.

3. THỰC TRẠNG TĂNG TRƯỞNG TÍN DỤNG VÀ TĂNG TRƯỞNG KINH TẾ TẠI
VI T NAM

Nhờ c c y u tố thuận
t Vi t N

ghi

u tốc


i

2018. Trong

n ngoài c

nă

2018 n n inh

qu . S u hi ạt thành

2017 tăng trưởng GDP theo gi so s nh ạt 7 08%

c tăng trưởng c

nghi p và th y s n tăng 3 76%
c ng nghi p và x y

n trong và

tăng trưởng c o nh t trong 10 nă

tích tăng trưởng 6 8% trong nă
trong nă

n từ

toàn n n inh t


ng g p 8 7% vào

ng tăng 8 85%

hu v c n ng

c tăng trưởng chung; hu v c

ng g p 48 6%; hu v c ịch vụ tăng 7 03%

ng g p 42 7%.
Hình 1: Tăn trưởn t ự

ủa GDP

Hình 2: ơ ấu GDP t eo

10

á

n àn


12%

8%
7%
6%

5%
4%
3%
2%
1%
0%

10%
8%
6%
4%
2%
0%

100%
80%
60%
40%
20%
0%

2010 2011 2012 2013 2014 2015 2016 2017 2018
Dịch vụ

2010 2011 2012 2013 2014 2015 2016 2017 2018

ng nghi p

N ng nghi p


Dịch vụ

ng nghi p

N ng nghi p

Tổng GDP

N uồn: TCTK

hu v c n ng
nă

qu

N uồn: TCTK

nghi p và th y s n ạt

c tăng trưởng c o nh t trong 7

c i t là ĩnh v c n ng nghi p và nu i trồng th y s n. Trong hu v c c ng

nghi p và x y

ng ngành c ng nghi p ch

tăng trưởng inh t v i

c tăng c o 12 98% tuy th p hơn


nhưng c o hơn nhi u so v i
hi n tăng trưởng inh t

i n ch tạo ti p tục

c tăng c c nă

ng g p chính cho

c tăng c

nă

2012-2016. Số i u thống

n chuy n ịch theo chi u s u tỷ

ng g p c

c c nh n tố tổng h p (TFP) trong tăng trưởng GDP nă

2018 ạt 43 5%

gi i oạn 2016 - 2018 ạt 43 3% c o hơn nhi u so v i

c

2017


cũng th
năng su t
nh qu n

nh qu n 33 6% c

gi i

oạn 2011 - 2015.
Vi t N
ng

vốn à

t quốc gi

vào h thống ng n hàng. Tỷ

so v i c c quốc gi trong hu v c và
n

t h qu

à vốn trong n n inh t ch y u ư c cung
tín ụng GDP c
c trung

Vi t N

u nở


cc o

nh hu v c Đ ng Á. Đi u này

à c những gi i oạn tăng trưởng inh t phụ thu c h

n

n vào tăng

trưởng tín ụng. Tr n th c t số i u trong gi i oạn 2013-2017 chỉ r rằng Vi t N
à quốc gi c tỷ

tăng trưởng tín ụng vư t tr i hẳn so v i Trung Quốc và c c quốc

gi Đ ng N

Á h c. Tốc

tăng trưởng tín ụng c o này ph n nào ư c uy tr

phục vụ cho

ục ti u tăng trưởng c

toàn n n inh t .

Hình 3: Tỷ trọn tín dụn n ân àn /GDP


11

Hình 4: Tăn trưởn tín dụn so vớ á nướ


20%

10%

42%
65%

119%

133%
161%

15%

67%

129%

141%

200%

thị trường ch ng ho n GDP

255%


Vốn h

142%
102%

179%
242%

143%

228%

Tín ụng GDP

5%

0%
Trung
Quốc

Indonesia Malaysia Philipines Thái Lan Vi t N
2013

2014

2015

N uồn: S V TCTK World ank


Bư c s ng nă
ch ng i n tốc
13,3%.

2018

2016

2017

N uồn: World ank

iễn i n tăng trưởng ắt

u c s th y ổi. Nă

tăng trưởng tín ụng th p nh t trong 5 nă

trở ại

2018

y chỉ ở

c

từ s u nh hưởng cu c h ng ho ng tài chính toàn c u 2008 - 2009, giai

oạn tăng trưởng tín ụng th p g n


y nh t à vào nă

2013 và 2014. Trong giai

oạn 2013 - 2014 Ng n hàng Nhà nư c ịnh hư ng chỉ ti u tăng trưởng tín ụng chỉ
ho ng 12 - 14%. Nă

2018 tăng trưởng tín ụng ạt 13,3% trở ại vùng th p c

gi i oạn 2013 - 2014 nhưng c c tương qu n và so s nh ại c s
2013 và 2014 tín ụng tăng trưởng th p và tăng trưởng GDP cũng ở
ư t 5 42% và 5 98%). Trong nă
ạnh ạt 7,08%

2018

c th p ( n

ù tín ụng tăng trưởng th p GDP ại tăng

c c o nh t trong 10 nă

Từ số i u thống

h c i t. Nă

trở ại

y.


trong gi i oạn 2015-2017 ường như cho th y rằng có

ối tương qu n thuận chi u giữ

c

tăng trưởng GDP v i tăng trưởng tín ụng

ví ụ 1% tăng trưởng GDP th tương ng c n 3% tăng trưởng tín ụng. Tuy nhi n
th c trạng

ối qu n h giữ tăng trưởng tín ụng và tăng trưởng inh t trong nă

2018 cho th y

ối qu n h này ã h ng còn ư c uy tr

th p song tăng trưởng GDP ại ở

hi tăng trưởng tín ụng

c cao.

Hình 5: Tăn trưởn tín dụn
t ự tế và kế oạ

Hình 6: Quy mô dư nợ và tín dụn /GDP

12



35% 31.86%

160%
140%
120%
100%
80%
60%
40%
20%
0%

30%
25%
20%

18% 18.71%18.17%
13.30%

14.31%

14.16%
12.51%
8.91%

15%
10%
5%
0%


2010 2011 2012 2013 2014 2015 2016 2017 2018
Tăng trưởng tín ụng th c t

Tăng trưởng tín ụng

10,000,000
8,000,000
6,000,000
4,000,000
2,000,000
0
2010 2011 2012 2013 2014 2015 2016 2017 2018

hoạch

Dư n tín ụng

N uồn: S V TCTK

Ởg c
hỏe c

vi

Tín ụng GDP

N uồn: S V TCTK

n u trong gi i oạn tăng trưởng tín ụng th p trư c


h thống ng n hàng tồn tại nhi u

t ổn p

y s c

c t i cơ c u è n ng và tỷ

n

x u c o; thì trong gi i oạn hi n n y s c hỏe h thống ã ư c c i thi n. Đi u này
ph n nh

c

i

so t ch t chẽ hơn c

Ng n hàng Nhà nư c cũng như gắn v i

u số tổng ư n và c c c n ối n toàn. Đồng thời v i
th p hơn ph n
i nhuận

n c c ng n hàng thương

n hơn nhi u so v i những nă


ại ại

c tăng trưởng cho v y

ng tạo ư c

c

tăng trưởng

c tín ụng tăng trưởng c o trư c

y.

Đi u này ph n nh ch t ư ng hoạt

ng c

c c ng n hàng n i chung ã c i thi n

cũng như g nh n ng n x u ã gi

ng

so v i gi i oạn trư c ph n nh xu

hư ng gi tăng

ng g p c c nguồn thu ngoài tín ụng xu hư ng ịch chuy n cơ c u


tài s n s ng c c ph n húc sinh ời c o hơn. Từ những th c t tr n ã g i ý cho nhóm
nghi n c u sử ụng c c

h nh ịnh ư ng

nh gi v

ối qu n h giữ tăng

trưởng tín ụng và tăng trưởng inh t trong gi i oạn 2005-2017 tại Vi t N
i t ư c

ối qu n h th c ch t giữ h i i n số vĩ

chi u h y h ng c

4. P ÂN TÍ

này à cùng chi u ngư c

ối qu n h rõ ràng.

T Ự

NG

M MỐ QUAN

DỤNG VÀ TĂNG TRƯỞNG K N


TẾ TẠ V

nh gi

G ỮA TĂNG TRƯỞNG TÍN
T NAM

ịnh mối quan h nhân qu Granger giữa

Mục tiêu chính c a ph n này là ki
tín dụng và GDP và

nhằ

nh hưởng dài hạn c a tín dụng lên GDP tại Vi t Nam.

Mối quan h nhân qu giữa tín dụng và GDP ư c ki

ịnh trong khuôn khổ mô

hình VAR giữa ba bi n GDP, tín dụng và cung ti n theo cách ti p cận c a Toda và
Y

n to (1995). M h nh V R ư c sử dụng v i gi
13

ịnh t t c các bi n trong mô


h nh


u là bi n n i sinh

o

c th ki

ịnh mối quan h hai chi u giữa GDP và

tín dụng. Bi n cung ti n ư c bổ sung vào mô hình do các nghiên c u trư c

yv

mối quan h giữa tín dụng và GDP hay các nghiên c u v kênh truy n d n tín dụng
c a chính sách ti n t thường sử dụng thêm bi n cung ti n. Mô hình chỉ sử dụng ba
bi n do chuỗi thời gian nghiên c u không quá dài, nhằm tránh làm gi m bậc t do c a
h nh. Hơn nữa, k t qu mô hình vững và không có hi n tư ng t tương qu n giữa
các ph n ư. S u

h nh

RDL ư c sử dụng

c a tín dụng lên GDP tại Vi t N
h nh VE M hi

nh gi

o


h nh

nh gi

nh hưởng dài hạn

RDL ư c coi là phù h p hơn

ối quan h dài hạn giữa các bi n trong i u ki n m u nhỏ.

4.1. Mô tả dữ li u và lựa chọn biến
Bên cạnh bi n tín dụng (LDC) và tổng s n phẩm quốc n i (LGDP), mô hình
còn bổ sung thêm bi n cung ti n (LM2) v i chuỗi dữ li u thời gian quý từ quý 1/2005
t i quý 4 2017. Đ dài chuỗi thời gi n ư c l a chọn d a trên tính sẵn có c a dữ li u.
LGDP, LDC và LM2 l n ư t là logarit t nhiên c a tổng s n phẩm quốc n i
GDP th c, tín dụng th c và cung ti n th c theo giá so sánh 2010. GDP th c ư c quy
ổi từ GDP
chỉ số gi

nh nghĩ

( ư c hi u chỉnh mùa vụ) sử dụng

y từ Tổng cục Thống

ph t GDP (nă

gốc 2010), thu thập từ cơ sở dữ li u World Development

Indicators c a Ngân hàng Th gi i. Tín dụng th c và cung ti n th c ư c quy ổi từ

tín dụng và cung ti n

nh nghĩ và chỉ số gi ti u ùng ( PI nă

gốc 2010) l y từ

Thống kê Tài chính quốc t (IFS) c a Quỹ Ti n t quốc t .
Hình 7: GDP, cung tiền và tín dụng tại Vi t Nam, 2005-2017 (dữ li u quý)
15.5

15.0

14.5

14.0

13.5

13.0
LGDP

LDC

LM2

12.5
05

06


07

08

09

10

11

12

13

14

15

16

17

Nguồn: TCTK, IFS, tính toán của tác giả.

14


Xu th th y ổi c a các bi n trong m u ư c phác họa ở Hình 7. Thống kê mô
t các bi n ư c trình bày trong Phụ lục 1. Các bi n trong mô hình ư c ki


ịnh ADF (Augmented Dickey - Fuller) v i k t qu cho th y

tính dừng sử dụng ki
các chuỗi dữ li u

ịnh

u dừng khi l y sai phân bậc 1 (Phụ lục 2).

4.2. Kết quả ướ lượng
4.2.1. Kiểm định tác động nhân quả Granger
Quan h nhân qu Granger ư c ki

ịnh theo cách ti p cận c a Toda và

Yamanato (1995) v i gi thuy t H0: không tồn tại mối quan h nhân qu giữa các
bi n. Do vậy, mô hình VAR giữa 3 bi n LGDP LD và LM2 ư c sử dụng

th c

ịnh này. Đ trễ 5 ư c l a chọn theo tiêu chuẩn AIC. Mô hình vững và

hi n ki

không có hi n tư ng t tương qu n giữa các ph n ư.

ịnh cho th y tồn

t qu ki


tại mối quan h nhân qu Granger 2 chi u ở m c ý nghĩ 5% giữa tín dụng và GDP tại
Vi t Nam (Phụ lục 3).
4.2.2. Kiểm định quan hệ đồng tích hợp sử dụng Bounds Test trong mô hình ARDL
Đ ki

ịnh mối quan h

ồng tích h p giữa các bi n

h nh

RDL ư c

l a chọn th c hi n theo phương tr nh s u:
GDPt = β0 + β1*DCt + β2*M2t + εt
trong

(1)

βi à v c tơ c c h số th hi n nh hưởng trong dài hạn; εt là sai số.
Phương tr nh (1) c th

ư c vi t lại ư i dạng hi u chỉnh sai số (ECM) theo

xu t bởi Pesaran và c ng s (2001) và Shin và c ng s (2014) như s u:
∆GDPt = α0 + α1*GDPt-1 + α2*DCt-1 + α3*M2t-1 + ∑
∑
trong

(


: q, m, n à

tr n ti u chí

ư t là 1, 2, 0 - theo
gi t c
West

(

)

) + μt

trễ c a các bi n. T c

th hi n thông qua chỉ số: ∑
D

∑

)

(
(2)

ng ngắn hạn c a tín dụng t i GDP ư c

.


I

trễ c a các bi n GDP D và M2 ư c l a chọn l n
h nh

RDL (1 2 0) ư c sử dụng

ki

ịnh và

nh

ng dài hạn c a tín dụng t i GDP. Mô hình sử dụng phương ph p Neweytính toán sai số chuẩn c a các h số ư c ư ng. Mô hình không có t tương

quan ở ph n ư ở m c ý nghĩa 5% (Phụ lục 4 → B ng 4.1).
K t qu ki

ịnh F - Bounds test cho th y tồn tại quan h đồng tích hợp trong

dài hạn giữa tín dụng, cung tiền và GDP ở m c ý n ĩa 1% (Phụ lục 4 → B ng 4.2).
15


4.3.3. Kết quả mô hình ARDL và thảo luận
Mối quan h dài hạn giữa GDP, tín dụng và M2 ư c ư ng ư c như s u:
LGDP =

Trong


5.6628
(0.225850)

-

0.4671*LDC
(0.085994)

+ 0.9820*LM2
(0.081969)

- EC

gi trị trong ngo c là sai số chuẩn c a các h số ư c ư ng. Các h số dài

hạn c a các bi n

u c ý nghĩ c o ở m c 1%. Như vậy, k t qu cho th y tồn tại mối

quan h dài hạn ngư c chi u giữa tín dụng và GDP. Cụ th , tín dụn tăn 1% sẽ làm
GDP giảm khoảng 0,47% trong dài hạn. K t qu ư c ư ng còn cho th y mối quan h
dài hạn cùng chi u giữa cung ti n và GDP (Phụ lục 4 → B ng 4.3).
K t qu ư c ư ng

h nh RDL hi ư c tr nh ày ư i dạng hi u chỉnh sai

số cho th y tín dụng cũng c t c

ng ngư c chi u t i GDP trong ngắn hạn và tác


ng ngắn hạn c a tín dụng l n hơn t c

ng dài hạn

n GDP. Như vậy, tín dụng có

nh hưởng ngư c chi u t i GDP c trong ngắn hạn và dài hạn tại Vi t Nam. Bên cạnh
hi tín ụng th y ổi khỏi trạng thái cân bằng GDP th y ổi tương ối nhanh
ch ng

hi u chỉnh trở lại trạng thái cân bằng v i tốc

trong quý

th y ổi kho ng 54,7% ngay

u tiên.

Kết quả mô ìn ARDL dưới hạng hi u chỉnh sai số
Case 2: Restricted Constant and No Trend
Variable
D(LDC)
D(LDC(-1))
CointEq(-1)*

Coefficient

Std. Error t-Statistic


Prob.

-0.796888
-0.332041
-0.547462

0.162383 -4.907448
0.148614 -2.234253
0.070940 -7.717259

0.0000
0.0306
0.0000

Nguồn: Tính toán của tác giả.
Vi c tìm th y mối quan h ngư c chi u giữa tín dụng và GDP tại Vi t Nam
phù h p v i k t qu nghiên c u c a Arcand và c ng s (2015) sử dụng nhi u b d
li u và phương ph p nghi n c u khác nhau cho th y tồn tại mối quan h hình chữ U
ngư c giữa tỷ l tín dụng/GDP và tốc

tăng trưởng GDP v i ngưỡng tỷ l tín dụng

tr n GDP ư c tìm th y trong nghiên c u này là từ 80-100%. Tại Vi t Nam, tỷ l tín
dụng trên GDP trong nhi u gi i oạn trong m u nghiên c u vư t m c 100% và hi n

16


ng ạt m c kho ng 120% tại quý 4 2017
có th c t c


o

tốc

tăng trưởng tín dụng tăng n

ng tiêu c c t i tăng trưởng kinh t .

5. KẾT LUẬN VÀ

ÀM Ý

ÍN

t qu hồi quy c

SÁ

OV

h nh cho th y

T NAM

ối qu n h ngư c chi u trong ài hạn

giữ tăng trưởng inh t và tăng trưởng tín ụng. Đi u này c nghĩ
oạn tăng trưởng tín ụng tăng cao th tăng trưởng inh t
số nghi n c u th c nghi


(ví ụ: Ly và c ng s
i

so t

ại th p và ngư c ại. M t

2017) chỉ r rằng những nă

trưởng tín ụng c o thường à những gi i oạn gắn v i
ph t tăng c o n x u gi tăng h

à c những gi i

t ổn inh t vĩ

h năng h p thụ vốn c

tăng

khi ạ
n n inh t

vốn h ng i tr c ti p vào s n xu t... Và trong những gi i oạn này tăng trưởng
tín ụng
ph i ơ

ng v i trò “c u c nh”
tín ụng


giữ nhịp tăng trưởng, ù rằng hi u qu sử ụng tín ụng à

không cao. Những nă
gi i oạn trư c
gi i ởi
T

uy tr tăng trưởng - h thống ng n hàng u c

g n

y, tăng trưởng tín ụng ắt

trong khi tăng trưởng inh t

t số qu n i

s uc

n ất những nă

nh

g n

u “gi

nhi t” hơn so v i


ại h qu n hơn

i u này ư c ý

nghi n c u:

y tín ụng tăng th p nhưng tăng trưởng GDP ở

c h c o cho th y ch t ư ng òng tín ụng ngày càng c i thi n. Theo thống
c

Ng n hàng Nhà nư c (NHNN) cơ c u tín ụng nă

c c ĩnh v c c ng nghi p ch
(tăng 7 2%)

2018 tập trung ch y u vào

i n - ch tạo (tăng 7 7%) n ng nghi p - nông thôn

o nh nghi p nhỏ và vừ (tăng tr n 3%). Và từ nă

c c ĩnh v c ti

ẩn r i ro như

u tư ch ng ho n

t


2017, tín ụng cho

ng s n ư c i

so t tốt.

Như vậy tín ụng ã ch y ch y u vào khu v c s n xu t inh o nh

ng g p cho

tăng trưởng GDP ch

t

h ng còn tập trung vào c c ĩnh v c

ch ng ho n như nhi u nă

u cơ như

ng s n

trư c. Đi u này phù h p v i ch trương i u hành c

NHNN.
từ nă
tối

2017 NHNN ã


nguồn vốn ngắn hạn

n hành Th ng tư 19 2017 TT-NHNN quy ịnh tỷ

cho v y trung hạn và ài hạn sẽ gi

ngày 01/01/2018 và 40% từ ngày 01/01/2019
c c ho n ph i òi
tục

n hành

inh o nh

t

v

c 45% từ

ồng thời quy ịnh h số r i ro ối v i

ng s n à 200%. Đ u nă

2018 NHNN ti p

ng văn số 563 NHNNTTGSNH y u c u c c tổ ch c tín ụng (T TD)

chuy n ịch cơ c u tín ụng theo hư ng ưu ti n tập trung vốn cho s n xu t inh
17



o nh hạn ch

c

tập trung tín ụng ối v i ĩnh v c

c n ối nguồn vốn sử ụng vốn
a s phụ thu c c

ng g p c

tăng trưởng GDP vào tín ụng ngày càng gi

i n - ch tạo ạt 13 02% à

c ù s n xu t

ba t c

th ng. Đi u
Tuy nhi n

2018 c ng

ngành c ng nghi p

y nă


g n

y. Đ ng g p

i n - ch tạo à s n xu t thi t ị i n tử

inh o nh tăng trưởng nhưng h ng nh hưởng

n số i u tín ụng trong nư c.

inh t cho th y
s sụt gi

o

c o nh nghi p FDI h u như h ng v y (ho c c v y nhưng v y vốn

nư c ngoài) n n
T

u nă

tăng trưởng c

c tăng c o nh t trong

chính cho tăng trưởng ngành c ng nghi p ch

tr c ti p


o h năng th nh

hu v c FDI ối v i n n inh t . Trong s u th ng

và inh i n.

ng

NHNN ã ph t huy hi u qu .

nghi p à ngành tăng trưởng tốt nh t trong
ch

ng s n x y

cho v y trung và ài hạn

ho n. h trương nắn òng vốn c
T

t

hà
c

ng c

tăng trưởng tín ụng thường c

trễ t c


ng c

ý tốc

tăng trưởng tín ụng chững ại c th

tốc

tín ụng

trễ. M t số nghi n c u

n tăng trưởng inh t

tăng trưởng inh t trong ho ng nử nă

o này c n ph i ư c

như ã ph n tích ở tr n t c
hi n n y ã h ng còn

ng c

t trong

à ho ng 4-6
o hi u cho
n


t nă

t
s u.

ối tương qu n v i c c y u tố h c v

tín ụng ối v i tăng trưởng inh t gi i oạn

ng tính quy t ịnh.

Tr n cơ sở ph n tích hi n tư ng và nguy n nh n

ối qu n h giữ tăng trưởng

tín ụng và tăng trưởng inh t gi i oạn 2006 - 2018, nh
số huy n nghị chính s ch nhằ

nghi n c u

c i thi n tăng trưởng inh t Vi t N

xu t

t

trong giai

oạn t i th ng qu n ng c o hi u qu tín ụng ng n hàng và chi sẻ g nh n ng cung
ng vốn c

T

h thống ng n hàng th ng qu vi c ph t tri n thị trường vốn.
n ất NHNN c n thường xuy n y u c u c c ng n hàng c

ch t ư ng tín ụng tr n h thống.
ti p v i c c T TD
i

tr quy tr nh n i
T

i

o c o ph n tích

c trường h p c n thi t NHNN sẽ à

vi c tr c

so t r i ro. NHNN c n y u c u c c ng n hàng tăng cường
th c hi n úng quy ịnh ph p uật v hoạt

ng cho v y.

a NHNN ịnh hư ng tăng trưởng tín ụng toàn h thống s t v i

tiêu và những r i ro tăng trưởng c

toàn n n inh t


ồng thời th ng

tăng trưởng tín ụng ối v i từng tổ ch c tín ụng. Trong

18

ục

o chỉ ti u

ưu ti n chỉ ti u tăng


trưởng tín ụng ở
ịnh v tỷ

c c o hơn ối v i ơn vị nào th c hi n trư c thời hạn c c quy

n toàn vốn tại Th ng tư 41 2016 TT-NHNN.

T

ba tăng cường h năng cung ng tín ụng ối v i c c o nh nghi p tư

nhân, doanh nghi p nhỏ và vừ
hư ng trở thành
nh t c

ại


th ch p

ng

o nh nghi p hởi nghi p - à những nh n tố ư c

c ch chốt cho ph t tri n inh t trong tương

i. Rào c n

phận o nh nghi p hu v c tư nh n à thi u tài s n
i u i n ti p cận tín ụng. Trong hi chờ

v y h ng c n tài s n

o

n

o tài s n

i c c qui ịnh

i v cho

i u i n ti p cận tín ụng v tín ch p

tạo thuận


i hơn cho o nh nghi p ti p cận nguồn vốn tín ụng th gi i ph p ph t tri n Quĩ

o

ãnh tín ụng à c u c nh cho h ng ít o nh nghi p vư t qu trở ngại v tài s n
o ti n v y. Đ thúc ẩy c c o nh nghi p hu v c tư nh n ti p cận nguồn vốn tín
ụng ph t tri n s n xu t inh o nh hạn ch “tín ụng en” th vi c hắc phục t
e ngại t nh trạng thi u hi u i t c
nhỏ và si u nhỏ

o nh nghi p

t

phận o nh nghi p nh t à o nh nghi p

i thành ập ối v i h năng ti p cận tín ụng và ập

hồ sơ v y tín ụng cũng à c n thi t và c p
t

ch. Theo

ịch vụ tín ụng th c hi n ch c năng c u nối giữ

qu c c hoạt

ý

c th xe


x t ập Trung

o nh nghi p v i T TD th ng

ng tuy n truy n phổ i n th ng tin v tín ụng hư ng

n và hỗ tr

o nh nghi p ập hồ sơ v y vốn tín ụng giúp ỡ o nh nghi p ti p cận v i T TD
phù h p v i y u c u c
T
ồng

o nh nghi p.

tư, cùng v i hoạt

ng cho v y c c gi i ph p xử ý n x u ư c tri n h i

cùng v i c c i n ph p i

so t phòng ngừ n x u

ph n n ng c o ch t ư ng tín ụng và gi
n i

ng tại c c T TD c n ư c uy tr
T


tỷ

gắn v i vi c ni

h thống. Tỷ

n x u

ư i 2%.

năm, ph t tri n thị trường vốn

thống ng n hàng. Ti p tục ẩy

n x uc

i ph t sinh ã g p

chi sẻ gắng n ng cung ng vốn cho h

ạnh c ng t c cổ ph n h

tho i vốn nhà nư c từ DN

y t và ăng ý gi o ịch. Tăng cường rà so t xử ý ịp thời c c DN

h ng tu n th vi c ni

y t ăng ý gi o ịch s u hi ã cổ ph n h . ùng v i


tri n h i cơ ch tạo ập thị trường ph t hành B nguy n tắc qu n trị c ng ty ( G
co e); Tăng cường i
tài chính c

tr

gi

s t v tính

c c c ng ty ại chúng v v n

ch c thị trường tr i phi u DN và x y

ng
19

inh ạch c c th ng tin trong báo cáo
sử ụng vốn. Hoàn thi n phương n tổ
n hành c c quy ịnh quy ch v tr i


phi u DN; huy n hích c c c ng ty ư tr i phi u n ni

y t; x y

ng cổng th ng

tin tr i phi u DN. Ngoài ti p tục hoàn thi n hu n hổ ph p ý cơ qu n qu n ý c n
tri n h i c c gi i ph p nhằ


n ng c o nhận th c c

ph t hành tr i phi u; ph t tri n và
tính c ng h i

nhi u nhà

chư c th ng tin và h năng
trường TPDN
v

u

ong

h năng h n c

nhi
ắt

hoạt

ở r ng cơ sở nhà

inh ạch trong qu tr nh huy

phi u. Từ th c t

DN v huy


u tư h ng

ng vốn th ng qu

u tư tr n thị trường; nâng cao

ng vốn th ng qu ph t hành tr i

uốn th

gi

u tư vào tr i phi u v

nh gi r i ro c DN ph t hành và nhà

uốn c tổ ch c trung gi n

nh gi

u tư tr n thị

h ch qu n trung th c

DN ph t hành. V vậy vi c h nh thành tổ ch c ịnh

c tín

ng tr n thị trường vốn à y u c u c n thi t nh t à hi thị trường TPDN


u ư c s ng gi i oạn ph t tri n ở c p

20

c o hơn.


TÀ L
[1]

[2]

[3]
[4]
[5]
[6]

[7]

[8]

[9]

[10]
[11]
[12]

[13]
[14]


U T AM K ẢO

Akpansung, A. O., & Babalola, S. J. (2011). Banking sector credit and
economic growth in Nigeria: An empirical investigation. CBN Journal of
Applied Statistics, 2(2), 51-62.
Al-Tamimi, H. A. H., Al-Awad, M., & Charif, H. A. (2002). Finance and
growth: evidence from some Arab countries. Journal of Transnational
Management Development, 7(2), 3-18.
Anwar, S., & Nguyen, L. P. (2011). Financial development and economic
growth in Vietnam. Journal of Economics and Finance, 35(3), 348-360.
Arcand, J. L., Berkes, E., & Panizza, U. (2015). Too much finance?. Journal of
Economic Growth, 20(2), 105-148.
Vazakidis, A., & Adamopoulos, A. (2009). Stock market development and
economic growth. American Journal of Applied Sciences, 6(11), 34-40.
Duong, P. B., & Izumida, Y. (2002). Rural development finance in Vietnam: A
microeconometric analysis of household surveys. World development, 30(2),
319-335.
Beck, T., Büyükkarabacak, B., Rioja, F. K., & Valev, N. T. (2012). Who gets
the credit? And does it matter? Household vs. firm lending across
countries. The BE Journal of Macroeconomics, 12(1).
Beck, T., Degryse, H., & Kneer, C. (2014). Is more finance better?
Disentangling intermediation and size effects of financial systems. Journal of
Financial Stability, 10, 50-64.
Thierry, B., Jun, Z., Eric, D. D., Yannick, G. Z. S., & Landry, K. Y. S. (2016).
Causality relationship between bank credit and economic growth: Evidence
from a time series analysis on a vector error correction model in
Cameroon. Procedia-Social and Behavioral Sciences, 235, 664-671.
De Gregorio, J., & Guidotti, P. E. (1995). Financial development and economic
growth. World development, 23(3), 433-448.

Ductor, L., & Grechyna, D. (2015). Financial development, real sector, and
economic growth. International Review of Economics & Finance, 37, 393-405.
Goldsmith, R. W. (1969). Financial structure and development. New Haven,
Yale University Press.
Gurley, J. G., & Shaw, E. S. (1967). Financial structure and economic
development. Economic development and cultural change, 15(3), 257-268.
Huang, H. C., & Lin, S. C. (2009). Non‐ linear finance–growth nexus: A
threshold with instrumental variable approach. Economics of Transition, 17(3),
439-466.
21


[15]

[16]
[17]
[18]

[19]
[20]

[21]

[22]
[23]

[24]

[25]
[26]


[27]
[28]

[29]

Ananzeh, I. E. N. (2016). Relationship between bank credit and economic
growth: Evidence from Jordan. International Journal of Financial
Research, 7(2), 53-63.
Shan, J., & Jianhong, Q. (2006). Does Financial Development Lead Economic
Growth? The Case of China. Annals of economics and finance, 7(1), 197.
Zeira, J. (1999). Informational overshooting, booms, and crashes. Journal of
Monetary Economics, 43(1), 237-257.
Leon, F. (2016). Enterprise credit, household credit and growth: New evidence
from 126 countries. CREA Discussion Paper Series 16-17, Center for Research
in Economic Analysis, University of Luxembourg.
Levine, R., Loayza, N., & Beck, T. (2000). Financial intermediation and
growth: Causality and causes. Journal of monetary Economics, 46(1), 31-77.
Ly, K. C., Chen, Z., Wang, S., & Jiang, Y. (2017). The Basel III net stable
funding ratio adjustment speed and systemic risk. Research in International
Business and Finance, 39, 169-182.
Narayan, P. K., & Narayan, S. (2013). The short-run relationship between the
financial system and economic growth: New evidence from regional
panels. International Review of Financial Analysis, 29, 70-78.
Timsina, N. (2014). Impact of bank credit on economic growth in Nepal. Nepal
Rastra Bank, Research Department, 22, 1-23.
Pesaran, M. H., Shin, Y., & Smith, R. J. (2001). Bounds testing approaches to
the analysis of level relationships. Journal of Applied Econometrics, 16(3),
289-326.
Kyophilavong, P., Uddin, G. S., & Shahbaz, M. (2016). The nexus between

financial development and economic growth in Lao PDR. Global Business
Review, 17(2), 303-317.
Rajan, R., & Zingales, L. (1998). Financial development and growth. American
Economic Review, 88(3), 559-586.
Rioja, F., & Valev, N. (2004). Does one size fit all?: a reexamination of the
finance and growth relationship. Journal of Development economics, 74(2),
429-447.
Lucas, R. E. (1988). On the mechanics of economic development. Journal of
monetary economics, 22(1), 3-42.
Sassi, S., & Gasmi, A. (2014). The effect of enterprise and household credit on
economic growth: New evidence from European union countries. Journal of
Macroeconomics, 39, 226-231.
Schumpeter, J.A. (1911). The Theory of Economic Development. Harvard
University Press, Cambridge.
22


[30]

[31]

[32]
[33]

[34]

Sehrawat, M., & Giri, A. K. (2015). Financial development and economic
growth: empirical evidence from India. Studies in Economics and
Finance, 32(3), 340-356.
Shin, Y., Yu, B., & Greenwood-Nimmo, M. (2014). Modelling asymmetric

cointegration and dynamic multipliers in a nonlinear ARDL framework.
In Festschrift in honor of Peter Schmidt (pp. 281-314). Springer, NY.
Spellman, L. J. (1982). The Depository Firm and Industry: Theory, History,
and Regulation. Academic Press.
Thumrongvit, P., Kim, Y., & Pyun, C. S. (2013). Linking the missing market:
The effect of bond markets on economic growth. International Review of
Economics & Finance, 27, 529-541.
Toda, H. Y., & Yamamoto, T. (1995). Statistical inference in vector
autoregressions
with
possibly
integrated
processes. Journal
of
econometrics, 66(1-2), 225-250.

23


P Ụ LỤ
Phụ lục 1: Thống kê mô tả của các biến
Mean
Median
Maximum
Minimum
Std. Dev.
Skewness
Kurtosis

LGDP

13.19371
13.16847
13.65955
12.78166
0.259244
0.127452
1.719412

LDC
14.48462
14.62000
15.22000
13.54000
0.461895
-0.477754
2.266128

LM2
14.62115
14.62500
15.40000
13.69000
0.478214
-0.194334
2.159329

Jarque-Bera
Probability

3.693911

0.157717

3.145055
0.207520

1.858549
0.394840

Sum
Sum Sq. Dev.

686.0730
3.427581

753.2000
10.88069

760.3000
11.66313

Observations

52

52

52

Phụ lục 2: Kết quả kiểm định tính dừng sử dụng Augmented Dickey-Fuller Test
Null Hypothesis: Unit root (individual unit root process)

Series
LGDP
LDC
LM2

Prob.
0.9740
0.4235
0.4574

Series
D(LGDP)
D(LDC)
D(LM2)

Prob.
0.0000
0.0000
0.0000

24


Phụ lục 3: Kiểm định mối quan h nhân quả Granger
Bảng 3.1: Lựa chọn độ trễ mô hình VAR
VAR Lag Order Selection Criteria
Endogenous variables: LGDP LDC LM2
Exogenous variables: C
Sample: 2005Q1 2017Q4
Included observations: 46

Lag

LogL

LR

FPE

AIC

SC

HQ

0
1
2
3
4
5
6

107.0945
331.1269
356.3019
381.4507
391.5482
404.7841
410.1039


NA
409.1026
42.68805
39.36341
14.48771
17.26415*
6.245017

2.17e-06
1.89e-10
9.43e-11
4.74e-11
4.64e-11
4.03e-11*
5.05e-11

-4.525847
-13.87508
-14.57834
-15.28047
-15.32818
-15.51235*
-15.35234

-4.406587
-13.39804
-13.74353
-14.08787*
-13.77781
-13.60420

-13.08642

-4.481171
-13.69638
-14.26562
-14.83371*
-14.74740
-14.79755
-14.50351

* indicates lag order selected by the criterion
LR: sequential modified LR test statistic (each test at 5% level)
FPE: Final prediction error
AIC: Akaike information criterion
SC: Schwarz information criterion
HQ: Hannan-Quinn information criterion
Bảng 3.2: Kiểm địn độ vững mô hình VAR
Roots of Characteristic Polynomial
Endogenous variables: LGDP LDC LM2
Exogenous variables: C
Lag specification: 1 5
Root
0.997873
0.905206 - 0.184884i
0.905206 + 0.184884i
0.355808 - 0.822593i
0.355808 + 0.822593i
0.039410 - 0.867257i
0.039410 + 0.867257i
0.532015 - 0.643326i

0.532015 + 0.643326i
-0.262620 - 0.589395i
-0.262620 + 0.589395i
-0.643499 - 0.033464i
-0.643499 + 0.033464i
0.536914
0.277425

Modulus
0.997873
0.923894
0.923894
0.896247
0.896247
0.868152
0.868152
0.834810
0.834810
0.645257
0.645257
0.644369
0.644369
0.536914
0.277425

No root lies outside the unit circle.
VAR satisfies the stability condition.
25