Ọ V N NGÂN HÀNG VI N NGHI N U HO H NG N H NG BÁO CÁO NGHIÊN C U QUÝ 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 BÁO CÁO NGHIÊN CỨU QUÝ 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 thu c n quy n c Học vi n Ngân hàng Mọi s s o ch p ưu hành ho c xu t n t ph n ho c toàn b n i ung o c o h ng c s cho ph p c Học vi n Ngân hàng u vi phạ n quy n Qu n i c tr nh ày o c o c nh nghi n c u h ng nh t thi t ph n nh qu n i c Học vi n Ng n hàng Ng n hàng Nhà nư c Vi t Nam Vui lòng trích n o c o s u: c v n Ngân hàng (2019), Tác động tín dụng tới tăng trưởng kinh tế 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 Tóm tắt: Nghiên c u kiểm ch ng quan h nhân Granger tín dụn GDP cũn n phân tích mối quan h dài hạn tăn trưởng tín dụn n ân àn tăn trưởng kinh tế Vi t Nam sử dụng mơ hình ARDL với li u tron a đoạn từ quý 1/2005 đến quý 4/2017 Kết nghiên c u thực nghi m cho thấy tồn mối quan h nhân Granger hai chiều tín dụng GDP Bên cạn tăn trưởng tín dụn có t c độn n ược chiều tới tăn trưởng kinh tế Vi t Nam dài hạn Từ n nghị tập trung vào địn n c u đề xuất số khuyến ướng khắc phục hạn chế kênh cung ng vốn tín dụng ngân hàng Từ khóa: tín dụn n ân àn tăn trưởng kinh tế, quan h nhân Granger, ARDL GIỚI THI U NGHIÊN CỨU Tăng trưởng kinh t nhân tố t c mối qu n t ng n hàng c t c hàng ng t i tăng trưởng kinh t m t u c a quốc gia Vì tăng trưởng tín dụng ng t i tăng trưởng kinh t m t ch nhận c nhi u s quan tâm c a học gi phạm vi th gi i Tr i qua nhi u nghiên c u th c nghi m quốc gi c c gi i oạn khác nhau, nhà nghiên c u r qu n i m r t khác v nh hưởng c a tín dụng t i tăng trưởng kinh t Nhi u nghiên c u ã tín dụng tăng trưởng kinh t có mối quan h chi u (Rajan Zingales (1998); Levine c ng s Hu ng in (2009)) hi c (2000); Valvel (2004); t số tác gi mối quan h ngư c chi u hay phi n tính hai bi n số (De Gregorio Guidotti (1995); Beck c ng s (2012); Arcand c ng s (2015)) Th c t Vi t Nam nă i m ổn ịnh kinh t vĩ trọng nh t c vĩ vừa qua Chính ph ln trì quan tăng trưởng kinh t m t mục tiêu quan 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 an sinh xã h i Cùng v i trò quan trọng vi c p ng nhu c u tín ụng ng v i m b o q trình s n xu t kinh doanh diễn r thường xuyên 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 o trù c trọng ã thúc ẩy ti u ùng t c ng lên tổng c u hỗ tr cho GDP Tuy nhiên, tỷ l tín dụng/GDP cao n n kinh t 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 dài hạn c a toàn h thống xoay quanh mốc 28% ã gi m mạnh so v i m c tr n 30% nă 2016 Tuy nhi n tỷ l nhi u ngân hàng v n tr n 30% bi t m t số ngân hàng TMCP quy mô nhỏ, ti m ẩn r i ro v c u nguồn vốn c a ngân hàng Vì vậy, ki m sốt tốc c l ch kỳ hạn tăng trưởng tín dụng m c có th hỗ tr cho tăng trưởng kinh t gi m thi u r i ro h thống mục tiêu dài hạn mà Chính ph hư ng t i Mối liên h giữ tăng trưởng tín dụng tăng trưởng kinh t Vi t N ã c nghiên c u phân tích c h i phương ph p ịnh ng ịnh tính, ví dụ Duong Izumida (2002); Quach Mullinneux (2006), Anwar Nguyen (2009) Tuy nhiên, nghiên c u tr n chư th cung c p b c tranh tổng th v tín dụng s phát tri n kinh t c a Vi t Nam, ch ng nghiên c u c a Duong Izumida (2002) hay Quach Mullinnneux (2006) tập trung vào vai trò tín dụng ối v i tăng trưởng kinh t h gi nh; Anwar Nguyen (2009) m i dừng lại vi c phân tích vai trò c a tín dụng ối v i tăng trưởng kinh t c a tỉnh thành… Xu t phát từ yêu c u th c tiễn c n ph i hi u rõ v mối quan h c trưởng tín dụng tăng trưởng kinh t Vi t N có th tăng c c g i ý sách phù h p, nghiên c u phân tích mối quan h hai bi n kinh t dài hạn ngắn hạn cách sử dụng mơ hình ARDL Đ nghiên c u, sử dụng li u Vi t N ạt c mục tiêu gi i oạn 2005 – 2017 theo quý v i bi n số: tổng s n phẩm quốc n i (GDP), tín dụng cung ti n Ph n lại c a nghiên c u c k t c u s u: Ph n th hai trình bày tổng quan nghiên c u trư c y bàn v mối quan h giữ tăng trưởng tín dụng tăng trưởng kinh t Ph n th ba tìm hi u v th c trạng tăng trưởng tín dụng tăng trưởng kinh t Vi t Nam thời gian qua Trong ph n th tư, nhóm nghiên c u ki m ịnh mối quan h nhân qu Granger tín dụng GDP ph n tích ối quan h dài hạn giữ tăng trưởng tín dụng ng n hàng tăng trưởng kinh t Vi t Nam sử dụng mơ hình ARDL v i li u gi i oạn từ quý 2005 n quý 4/2017 Ph n cuối c a báo cáo r k t luận hàm ý sách dành cho Vi t Nam 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 li u bảng 2.1 Mối quan h tuyến tính tăn trưởng tín dụn tăn trưởng kinh tế Rajan Zingales (1998) sử dụng số li u c a 41 quốc gia th gi i 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 c ng OLS, nghiên c u ã tín dụng có th thúc ẩy tăng trưởng kinh t Lập luận mơ hình OLS nhi u hạn ch , Levine c ng s (2000) l a chọn mơ hình GMM v i nguồn li u c a 63 quốc gia nghiên c u mối quan h giữ tăng trưởng tín dụng tăng trưởng kinh t gi i oạn từ 1960 - 1995 Nghiên c u ã khẳng ịnh 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 tăng trưởng su t lao thúc ẩy kinh t phát tri n D a n n t ng nghiên c u c a Levine c ng s (2000), Rioja 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 c o gi i oạn ng c a tín dụng t i tăng trường kinh t không ồng nh t quốc gia Cụ th , h số c ng cho quốc gia có thu nhập trung nh c o c ý nghĩ thống kê, trái lại h ng c ý nghĩ quốc gia thu nhập th p Nói cách khác, nh hưởng c a tín dụng t i tăng trưởng kinh t tích c c l n quốc gia có h thống phát tri n tài cao Có k t qu tương t Rioja Valev (2004), Levine c ng s (2005) khẳng ịnh t c dụng t i tăng trường kinh t ng c a tín h ng ồng nh t quốc gia Tại quốc gia có h thống phát tri n tài cao, tín dụng có nh hưởng tích c c nhi u t i tăng trưởng kinh t Theo hư ng ti p cận ph n tích s u vào t c Beck c ng s (2012) nghiên c u v ng c a loại hình tín dụng, nh hưởng c a tín dụng doanh nghi p tín dụng h t i tăng trưởng kinh t Nhóm tác gi l a chọn nghiên c u 45 quốc gia phát tri n ng ph t tri n gi i oạn 1994 t i 2005 K t qu hồi quy mơ hình v i bi n cơng cụ cho th y tín dụng doanh nghi p có nh hưởng tích c c t i tăng trưởng kinh t tín dụng h gi nghi p góp ph n làm gi m b t (2014) sử dụng li u b ng c nh th h ng Đ c bi t, tín dụng doanh nh ẳng thu nhập Tương t , Sassi Gasmi 27 nư c châu Âu từ nă tín dụng doanh nghi p c t c 1995 t i 2012 t luận ng tích c c t i tăng trưởng kinh t ngư c lại tác ng c a tín dụng h tiêu c c Khác v i k t qu c a nghiên c u trư c, Leon (2016) áp dụng mơ hình OLS phân tích bi n công cụ (IV) b li u c a 126 quốc gia từ nă t c 1995 – 2014 tìm th y ch ng nói tín dụng h gi ng tiêu c c t i tăng trưởng kinh t h ng t nh c th y mối quan h tín dụng doanh nghi p tăng trưởng kinh t Các nghiên c u th c hi n phạm vi quốc gia c ng cố th qu n i m tín dụng nh hưởng tích c c t i tăng trưởng kinh t Wolde-Rufael Yemane (2009) ã mối quan h nhân qu giữ tăng trưởng tín dụng tăng trưởng kinh t Châu Phi từ nă 1996 t i nă 2005 v i mô hình VAR, ki ịnh Granger Làm rõ ối quan h khu v c châu Phi, Akpansung Babalola (2011) sử dụng li u từ nă 1970 - 2008 Nigeria v i mơ hình hồi quy h i gi i oạn nhằ r t luận v mối quan h tích c c tín dụng tăng trưởng kinh t Hay m t nghiên c u khác châu Phi, sử dụng li u gi i oạn 1969 – 2013 Cameroon, Belinga c ng s (2016) cho th y vi c th c hi n c c s ch thúc ẩy phát tri n tín dụng ngân hàng chắn c t c ng ng n tăng trưởng kinh t Ở châu lục h c Romania, kho ng thời gian từ nă 1994 - 2012, Dalia c ng s (2015) khẳng ịnh tăng trưởng tín dụng c t c ng tr c ti p t i tăng trưởng GDP Tuy nhiên tác gi lãi su t cho v y tăng c o có th làm gi m GDP Ở ch u Á Ti sin (2014) r c c ằng ch ng Nepal giai oạn 1975 – 2013 cho th y tín dụng khu v c tư nh n tăng 1% góp ph n tăng trưởng tổng s n phẩm quốc n i th c t thêm 0,4% dài hạn Xem xét mối quan h tín dụng tăng trưởng kinh t ngành khác d a li u c a Jordan gi i oạn 1993 – 2014, Ananzeh (2016) sử dụng số ki nh v ctơ hi u chỉnh sai ịnh nhân qu Granger tín dụng ngân hàng nói chung tín dụng cho ngành kinh t nói riêng (nơng nghi p, công nghi p, xây d ng du lịch) có vai trò quan trọng t c u n tăng trưởng kinh t Đ c bi t sử dụng ng dài hạn li u c p tỉnh, Chen c ng s (2013) nghiên c u mối quan h tín dụng t i tăng trưởng kinh t Trung Quốc từ nă 1978 t i nă 2010 c t c gi ãt th y ch ng cho v s khác bi t nh hưởng c a tín dụng t i tăng trưởng kinh t 28 tỉnh Tín dụng c t c ngư c lại c t c ng tích c c t i tăng trưởng kinh t tỉnh giàu, ng tiêu c c 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 nói chung tín dụng nói riêng có nh hưởng tích c c kinh t n tăng trưởng c nhi u nghiên c u ch ng minh tín dụng khơng có nh hưởng, ho c chí nh hưởng tiêu c c De Gregorio Guidotti (1995) ã t th y mối quan h ngư c chi u tín dụng tăng trưởng kinh t sử dụng li u b ng c a quốc gia châu Mỹ Latinh Nhóm tác gi cho i trường pháp lý lỏng lẻo y u n cho tín dụng nh hưởng tiêu c c t i kinh t Bổ sung thêm nguyên nhân gây nh hưởng tiêu c c c a tín dụng, Chen (2009) cho s y u c a h thống trung gian tài qua nghiên c u Trung Quốc s u gi i oạn c i cách nă 1978 T c gi cho h thống tổ ch c trung gian tài thời gian nghiên c u ã ph n ổ nguồn vốn, kho n vay 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), Châu Phi, Demetriades James (2011) khơng có mối liên h giữ tăng trưởng tín dụng tăng trưởng kinh t Tác gi cho h thống ngân hàng y ã cung c p kho n vay không phù h p v i h gi doanh nghi p Th c người i v y vào vi c tuân th cam k t cho vay không ch t chẽ n t i tình trạng m t cân 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 tăng trưởng c a tín dụng ng n hàng c t c c ng nh ng tiêu c c n tăng trưởng kinh t h nh GMM ối v i m u gồm 65 quốc gi gi i oạn 1995 - 2011 2.2 Mối quan h phi tuyến tính tăn trưởng tín dụn tăn trưởng kinh tế Có th th y k t luận v mối quan h n tính giữ tăng trưởng tín dụng 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, kho ng thời gi n 10 nă trở lại y c c nhà nghi n c u liên tục t câu hỏi v li u mối quan h giữ tăng trưởng tín dụng tăng trưởng kinh t phi n tính có hình dạng chữ U Cecchetti Kharroubi (2012) nghiên c u lịch sử m t số quốc gi Bồ Đào Nh nh h y Đ n Mạch tín dụng tư nh n chạm mốc l n t 160% GDP, 180% GDP 200% GDP bắt Vì vây, tác gi ã qu n s t th y u x y kh ng ho ng tài ã ti n hành phân tích li u tín dụng tư nh n c a 50 quốc gia phát tri n m i gi i oạn 1980-2009 v i mơ hình pooled OLS K t qu ỉnh prabol c a tỷ l tín dụng tư nh n tr n GDP 90% s u ngưỡng này, tín u c n trở tăng trưởng kinh t Tương t dụng bắt L w Singh (2014) ã x c ịnh ngưỡng c a tín dụng khu v c tư nh n 88% GDP 99% GDP ối v i tín dụng n i ịa Các tác gi khẳng ịnh tín dụng vư t ngưỡng tr n t c tín dụng bị tri t tiêu thay th t c ng tiêu c c ng tích c c c a n tăng trưởng kinh t Có k t qu tương ồng, Arcand c ng s (2015) ã ch ng minh tín dụng dành cho khu v c tư nh n tăng t i m t ngưỡng nh t ịnh (kho ng 80 – 100% GDP) có nh hưởng tiêu c c t i tăng trưởng kinh t G n y nh t, Bencuz c ng s (2018) ã nghi n c u t c ng phi n tính c a tín dụng, tìm mốc tối ưu cho tỷ l tín dụng/GDP quốc gia thu nhập cao (OECD, EU EMU) Nhóm nghiên c u tìm th y t c ng phi n tính c a tổng tín dụng, tín dụng dành cho doanh nghi p t i tăng trưởng kinh t , tác ng phi n tính c a tín dụng h mờ nhạt Đồng thời, nhóm tác gi tín dụng doanh nghi p c c t c ng tích c c n tăng trưởng kinh t tín dụng h ngư c lại K t qu nghiên c u rõ tín dụng tăng từ 90% lên 100% tốc tăng trưởng GDP gi m 0.12-0.15 i m ph n tră Đối v i ngưỡng tín dụng GDP, nghiên c u cho th y v i tỷ l tín dụng GDP i 50% th t c ng c a tín dụng t i tăng trưởng kinh t h ng Đ ng ý ngưỡng 61% n 72%, 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 tăn trưởng tín dụn tăn trưởng kinh tế Vi t Nam Khi nghiên c u v tăng trưởng tín dụng Vi t Nam, tác gi có k t luận ạng v mối quan h M t số tác gi Thị Mận c ng s (2016) cho y nw r Nguy n (2009) L ối quan h n tính tích c c ngư c lại Lê Vi t Hùng Pfau WD (2008) hay Nguyễn Đ c Long Tr n Thanh Hoa (2019) lại cho mối quan h mờ nhạt Cụ th , Anwar Nguyen (2009) ã sử dụng li u b ng c a 61 tỉnh thành gi i oạn từ 1997 - 2006 ki m ch ng mối liên k t tín dụng tăng trưởng kinh t ị phương t qu từ mơ hình cho th y tỷ l tín dụng/GPP có quan h chi u v i tăng trưởng kinh t tỉnh Lê Thị Mận c ng s (2016) l a chọn mơ hình VECM hàm ph n ng ẩy ph n rã phương s i t h p b lọc HP trưởng tín dụng tăng trưởng kinh t Vi t N ãt phân tích quan h giữ tăng gi i oạn 1992 - 2014 Nhóm tác gi th y ch ng v mối quan h tích c c dài hạn giữ tăng trưởng tín dụng tăng trưởng kinh t Vi t Nam M c dù vậy, tác gi ã hẳng ịnh nh hưởng c a tín dụng t i tăng trưởng không l n v i minh ch ng k t qu tốc tăng trưởng tín dụng 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 tăng trưởng kinh t , Lê Vi t Hùng Pfau WD (2008) phân tích li u quý c a Vi t N gi i oạn 1992 – 2005 v i mô hình VAR k t luận tín dụng có th gi i thích kho ng 23% s bi n ng c a GDP, nhiên lại chư th tìm th y mối quan h rõ ràng giữ tăng trưởng tín dụng tăng trưởng kinh t K thừa nghiên c u c a Lê Vi t Hùng Pfau WD(2008), Nguyễn Đ c Long Tr n Thanh Hoa (2019) v i b số li u dừng nă th y tín dụng t c ng t i kho ng 23% s bi n 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 gi m xuống kho ng 12% - 13% Lý gi i cho i u này, nhóm nghiên c u lập luận 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 kênh hỗ tr vốn h c nguồn vốn u tư nư c ngoài, trái phi u, cổ phi u Khác v i nghiên c u k mối quan h n tính, Lê Trung Thành Nguyễn Đ c hương (2018) ã t r ằng ch ng v mối quan h phi n tính tín dụng cho khu v c tư nh n tăng trưởng kinh t Bên cạnh qu c ng mơ hình ARDL cho th y chênh l ch tốc tín dụng khu v c tư nh n tăng trưởng kinh t gi tích c c n tăng trưởn kinh t Cụ th hi t tăng trưởng i th tín ụng có nh hưởng chênh l ch gi m 1% góp ph n vào tăng trưởng kinh t 0,33% ngắn hạn 1,56% dài hạn Khẳng ịnh mối quan h tín dụng tăng trưởng kinh t Vi t Nam chữ U ngư c, o c o chuy n c a cơng ty Ch ng khốn Rồng Vi t (2018), nhóm nghiên c u d a khuy n nghị c a IMF g i ý quy mô n gi GDP, vi c tăng quy v nc t c nh nhỏ 30% ng lên n n kinh t , quy mô n l n 70% GDP n cho r i ro kh ng ho ng tài h thống ngân hàng gia tăng Như vậy, phân tích tổng quan cho th y nghiên c u v t c trưởng tín dụng - tăng trưởng kinh t khơng ch ng c tăng m i mẻ phạm vi th gi i Vi t Nam Tuy nhiên, tình hình th c t mối quan h giữ tăng trưởng tín dụng tăng trưởng kinh t Vi t Nam nă số s th y ổi ng so v i gi i oạn trư c Do nhóm nghiên c u v i kỳ vọng có th v t c từ ng c g n yc t nghi n c u c th c hi n ng góp thêm ch ng th c nghi m tăng trưởng tín dụng t i tăng trưởng kinh t gi i oạn hi n nay, g i mở gi i pháp sách cho nhà qu n lý Vi t Nam 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 c nă 2018 n n inh qu S u hi ạt thành 2017 tăng trưởng GDP theo gi so s nh ạt 08% c tăng trưởng c nghi p th y s n tăng 76% c ng nghi p x y n tăng trưởng c o nh t 10 nă tích tăng trưởng 8% nă nă n từ toàn n n inh t ng g p 7% vào ng tăng 85% hu v c n ng c tăng trưởng chung; hu v c ng g p 48 6%; hu v c ịch vụ tăng 03% ng g p 42 7% Hình 1: Tăn trưởn t ự GDP Hình 2: ấu GDP t eo 10 n àn Xu th th y ổi c a bi n m u c phác họa Hình Thống kê mơ t bi n c trình bày Phụ lục Các bi n mơ hình c ki ịnh ADF (Augmented Dickey - Fuller) v i k t qu cho th y tính dừng sử dụng ki chuỗi li u ịnh u dừng l y sai phân bậc (Phụ lục 2) 4.2 Kết ướ lượng 4.2.1 Kiểm định tác động nhân Granger Quan h nhân qu Granger c ki ịnh theo cách ti p cận c a Toda Yamanato (1995) v i gi thuy t H0: không tồn mối quan h nhân qu bi n Do vậy, mơ hình VAR bi n LGDP LD LM2 c sử dụng th c ịnh Đ trễ c l a chọn theo tiêu chuẩn AIC Mô hình vững hi n ki khơng có hi n tư ng t tương qu n ph n ịnh cho th y tồn t qu ki mối quan h nhân qu Granger chi u m c ý nghĩ 5% tín dụng GDP Vi t Nam (Phụ lục 3) 4.2.2 Kiểm định quan hệ đồng tích hợp sử dụng Bounds Test mơ hình ARDL Đ ki ịnh mối quan h ồng tích h p bi n h nh RDL c l a chọn th c hi n theo phương tr nh s u: GDPt = β0 + β1*DCt + β2*M2t + εt (1) βi v c tơ c c h số th hi n nh hưởng dài hạn; εt sai số Phương tr nh (1) c th c vi t lại i dạng hi u chỉnh sai số (ECM) theo xu t Pesaran c ng s (2001) Shin c ng s (2014) s u: ∆GDPt = α0 + α1*GDPt-1 + α2*DCt-1 + α3*M2t-1 + ∑ ∑ ( : q, m, n tr n ti u chí t 1, 2, - theo gi t c West ( ) ) + μt trễ c a bi n T c th hi n thông qua số: ∑ D ∑ ) ( (2) ng ngắn hạn c a tín dụng t i GDP c I trễ c a bi n GDP D M2 c l a chọn l n h nh RDL (1 0) c sử dụng ki ịnh nh ng dài hạn c a tín dụng t i GDP Mơ hình sử dụng phương ph p Neweytính tốn sai số chuẩn c a h số c ng Mơ hình khơng có t tương quan ph n m c ý nghĩa 5% (Phụ lục → B ng 4.1) K t qu ki ịnh F - Bounds test cho th y tồn quan h đồng tích hợp dài hạn tín dụng, cung tiền GDP m c ý n ĩa 1% (Phụ lục → B ng 4.2) 15 4.3.3 Kết mơ hình ARDL thảo luận Mối quan h dài hạn GDP, tín dụng M2 c ng c s u: LGDP = Trong 5.6628 (0.225850) - 0.4671*LDC (0.085994) + 0.9820*LM2 (0.081969) - EC gi trị ngo c sai số chuẩn c a h số c ng Các h số dài hạn c a bi n u c ý nghĩ c o m c 1% Như vậy, k t qu cho th y tồn mối quan h dài hạn ngư c chi u tín dụng GDP Cụ th , tín dụn tăn 1% làm GDP giảm khoảng 0,47% dài hạn K t qu c ng cho th y mối quan h dài hạn chi u cung ti n GDP (Phụ lục → B ng 4.3) K t qu c ng h nh RDL hi c tr nh ày i dạng hi u chỉnh sai số cho th y tín dụng c t c ng ngư c chi u t i GDP ngắn hạn tác ng ngắn hạn c a tín dụng l n t c ng dài hạn n GDP Như vậy, tín dụng có nh hưởng ngư c chi u t i GDP c ngắn hạn dài hạn Vi t Nam Bên cạnh hi tín ụng th y ổi khỏi trạng thái cân GDP th y ổi tương ối nhanh ch ng hi u chỉnh trở lại trạng thái cân v i tốc quý th y ổi kho ng 54,7% u tiên Kết mơ ìn ARDL 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 tốn tác giả Vi c tìm th y mối quan h ngư c chi u tín dụng GDP Vi t Nam phù h p v i k t qu nghiên c u c a Arcand c ng s (2015) sử dụng nhi u b d li u phương ph p nghi n c u khác cho th y tồn mối quan h hình chữ U ngư c tỷ l tín dụng/GDP tốc tăng trưởng GDP v i ngưỡng tỷ l tín dụng tr n GDP c tìm th y nghiên c u từ 80-100% Tại Vi t Nam, tỷ l tín dụng GDP nhi u gi i oạn m u nghiên c u vư t m c 100% hi n 16 ng ạt m c kho ng 120% quý 2017 có th c t c o tốc tăng trưởng tín dụng tăng n ng tiêu c c t i tăng trưởng kinh t 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 ài hạn giữ tăng trưởng inh t tăng trưởng tín ụng Đi u 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 c ng s i so t ại th p ngư c ại M t 2017) r nă trưởng tín ụng c o thường gi i oạn gắn v i ph t tăng c o n x u gi tăng h c gi i t ổn inh t vĩ h h p thụ vốn c tăng n n inh t vốn h ng i tr c ti p vào s n xu t Và gi i oạn tăng trưởng tín ụng ph i ng v i trò “c u c nh” tín ụng giữ nhịp tăng trưởng, ù hi u qu sử ụng tín ụng khơng 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 tăng trưởng inh t t số qu n i s uc n ất nă nh g n u “gi nhi t” so v i ại h qu n i u c ý nghi n c u: y tín ụng tăng th p tăng trưởng GDP c h c o cho th y ch t ng òng tín ụng ngày c i thi n Theo thống c Ng n hàng Nhà nư c (NHNN) c u tín ụng nă c c ĩnh v c c ng nghi p ch (tăng 2%) 2018 tập trung ch y u vào i n - ch tạo (tăng 7%) n ng nghi p - nông thôn o nh nghi p nhỏ vừ (tăng tr n 3%) Và từ nă c c ĩnh v c ti ẩn r i ro u tư ch ng ho n t 2017, tín ụng cho ng s n c i so t tốt Như 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 tập trung vào c c ĩnh v c ch ng ho n nhi u nă u ng s n trư c Đi u 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 ài hạn gi ngày 01/01/2018 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 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 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 gi i n - ch tạo ạt 13 02% 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 s n xu t thi t ị i n tử inh o nh tăng trưởng h ng nh hưởng n số i u tín ụng nư c inh t cho th y s sụt gi o c o nh nghi p FDI h u h ng v y (ho c c v y v y vốn nư c ngoài) n n T u nă tăng trưởng c c tăng c o nh t cho tăng trưởng ngành c ng nghi p ch tr c ti p o h th nh hu v c FDI ối v i n n inh t Trong s u th ng inh i n ng NHNN ã ph t huy hi u qu nghi p ngành tăng trưởng tốt nh t ch ng s n x y cho v y trung 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 ho ng nử nă o c n ph i c ã ph n tích tr n t c hi n n y ã h ng ng c t 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 sở ph n tích hi n tư ng nguy n nh n ối qu n h giữ tăng trưởng tín ụng tăng trưởng inh t gi i oạn 2006 - 2018, nh số huy n nghị s ch nhằ nghi n c u c i thi n tăng trưởng inh t Vi t N xu t t giai oạn t i th ng qu n ng c o hi u qu tín ụng ng n hàng 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 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 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 tồn h thống s t v i tiêu r i ro tăng trưởng c toàn n n inh t ồng thời th ng tăng trưởng tín ụng ối v i tổ ch c tín ụng Trong 18 ục o ti u ưu ti n ti u tăng trưởng tín ụng ịnh v tỷ c c o ối v i ơn vị th c hi n trư c thời hạn c c quy n toàn vốn Th ng tư 41 2016 TT-NHNN T ba tăng cường h cung ng tín ụng ối v i c c o nh nghi p tư nhân, doanh nghi p nhỏ vừ hư ng trở thành nh t c ại th ch p ng o nh nghi p hởi nghi p - nh n tố c c ch chốt cho ph t tri n inh t tương i Rào c n phận o nh nghi p hu v c tư nh n 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 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 c u c nh cho h ng 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 si u nhỏ o nh nghi p t phận o nh nghi p nh t o nh nghi p i thành ập ối v i h ti p cận tín ụng ập hồ sơ v y tín ụng c n thi t c p t ch Theo ịch vụ tín ụng th c hi n ch c 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 n truy n phổ i n th ng tin v tín ụng hư ng n 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, v i hoạt ng cho v y c c gi i ph p xử ý n x u c tri n h i v i c c i n ph p i so t phòng ngừ n x u ph n n ng c o ch t ng tín ụng gi n i ng c c T TD c n c uy tr T tỷ gắn v i vi c ni h thống Tỷ n x u 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 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 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 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 x y ng 19 inh ạch c c th ng tin 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 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 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 tính c ng h i nhi u nhà chư c th ng tin h trường TPDN v u ong h h n c nhi hoạt r ng sở nhà inh ạch 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 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 vi c h nh thành tổ ch c ịnh c tín ng tr n thị trường vốn y u c u c n thi t nh t hi thị trường TPDN u c s ng gi i oạn ph t tri n c p 20 c o 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 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 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 Granger Bảng 3.1: Lựa chọn độ trễ mơ 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 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 mơ hình VAR Roots of Characteristic Polynomial Endogenous variables: LGDP LDC LM2 Exogenous variables: C Lag specification: 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 Bảng 3.3: Kiểm định tự tươn quan p ần dư mơ hình VAR VAR Residual Serial Correlation LM Tests Sample: 2005Q1 2017Q4 Included observations: 47 Null hypothesis: No serial correlation at lag h Lag LRE* stat df Prob Rao F-stat df Prob 10.79749 10.20875 16.18723 9.514099 5.909183 14.47087 9 9 9 0.2898 0.3339 0.0631 0.3912 0.7490 0.1065 1.233834 1.161305 1.928326 1.076545 0.650536 1.701068 (9, 63.4) (9, 63.4) (9, 63.4) (9, 63.4) (9, 63.4) (9, 63.4) 0.2909 0.3350 0.0636 0.3923 0.7496 0.1073 Bảng 3.4: Kiểm định mối quan h nhân Granger VAR Granger Causality/Block Exogeneity Wald Tests Sample: 2005Q1 2017Q4 Included observations: 46 Dependent variable: LM2 Excluded Chi-sq df Prob LDC LGDP 5.412334 12.32958 5 0.3677 0.0305 All 21.32132 10 0.0190 Excluded Chi-sq df Prob LM2 LGDP 24.88823 13.11557 5 0.0001 0.0223 All 49.96096 10 0.0000 Dependent variable: LDC Dependent variable: LGDP Excluded Chi-sq df Prob LM2 LDC 10.26786 11.61319 5 0.0680 0.0405 All 20.33853 10 0.0262 26 Phụ lục 4: Mơ hình ARDL Bảng 4.1: Biểu đồ tươn quan phần dư Sample: 2005Q1 2017Q4 Included observations: 50 Q-statistic probabilities adjusted for dynamic regressor Autocorrelation Partial Correlation **| | .| |* .| **| |* **| |* .*| | |* **| |* .| .| .*| |* |* .*| |* .*| *| | | | | | | | | | | | | | | | | | | | | | | | | | **| *| | .| .| **| |* **| |* .| .*| |* **| | |* .*| | .| .| |* .| .*| *| *| | | | | | | | | | | | | | | | | | | | | | | | | AC 10 11 12 13 14 15 16 17 18 19 20 21 22 23 24 -0.253 -0.052 -0.009 0.077 -0.020 -0.228 0.190 -0.279 0.196 -0.087 -0.044 0.109 -0.208 0.185 -0.007 0.015 -0.115 0.142 0.096 -0.117 0.080 -0.138 -0.087 0.037 PAC Q-Stat Prob* -0.253 -0.124 -0.059 0.057 0.014 -0.238 0.074 -0.291 0.096 -0.059 -0.100 0.081 -0.241 0.032 0.136 -0.146 0.016 0.069 -0.009 0.151 -0.061 -0.100 -0.167 -0.082 3.4019 3.5465 3.5507 3.8873 3.9107 6.9907 9.1822 13.999 16.438 16.928 17.056 17.873 20.914 23.389 23.393 23.411 24.444 26.071 26.838 28.029 28.601 30.377 31.113 31.248 0.065 0.170 0.314 0.421 0.562 0.322 0.240 0.082 0.058 0.076 0.106 0.120 0.075 0.054 0.076 0.103 0.108 0.098 0.108 0.109 0.124 0.110 0.120 0.147 *Probabilities may not be valid for this equation specification Bảng 4.2: Kiểm định mối quan h đồng tích hợp BOUNDS TEST F-Bounds Test Test Statistic F-statistic k Actual Sample Size Null Hypothesis: No levels relationship Value Signif I(0) I(1) 16.12928 10% 5% 2.5% 1% Asymptotic: n=1000 4.19 4.87 5.79 6.34 5.06 5.85 6.59 7.52 10% 5% 1% Finite Sample: n=50 4.38 5.35 5.247 6.303 7.337 8.643 50 27 Bảng 4.3: Kết mơ ìn ARDL dạng dài hạn ARDL Long Run Form and Bounds Test Dependent Variable: D(LGDP) Selected Model: ARDL(1, 2, 0) Case 2: Restricted Constant and No Trend Sample: 2005Q1 2017Q4 Included observations: 50 Levels Equation Case 2: Restricted Constant and No Trend Variable Coefficient Std Error t-Statistic Prob LDC LM2 C -0.467103 0.982023 5.662781 0.085994 0.081969 0.225850 -5.431834 11.98042 25.07321 0.0000 0.0000 0.0000 EC = LGDP - (-0.4671*LDC + 0.9820*LM2 + 5.6628 ) Bảng 4.4: Kết mô ìn ARDL dạng hi u chỉnh sai số ARDL Error Correction Regression Dependent Variable: D(LGDP) Selected Model: ARDL(1, 2, 0) Case 2: Restricted Constant and No Trend Sample: 2005Q1 2017Q4 Included observations: 50 ECM Regression Case 2: Restricted Constant and No Trend Variable Coefficient Std Error t-Statistic Prob D(LDC) D(LDC(-1)) CointEq(-1)* -0.796888 -0.332041 -0.547462 0.162383 0.148614 0.070940 -4.907448 -2.234253 -7.717259 0.0000 0.0306 0.0000 R-squared Adjusted R-squared S.E of regression Sum squared resid Log likelihood Durbin-Watson stat 0.458949 0.435926 0.023963 0.026989 117.1615 2.432052 Mean dependent var S.D dependent var Akaike info criterion Schwarz criterion Hannan-Quinn criter * p-value incompatible with t-Bounds distribution 28 0.016699 0.031906 -4.566460 -4.451739 -4.522774 Hình 4.5: So sánh GDP thự ướ lượng từ mơ hình ARDL 13.8 13.6 13.4 13.2 13.0 12.8 LGDP_ACTUAL LGDP_FITTED 12.6 05 06 07 08 09 10 11 12 29 13 14 15 16 17 ... Vi t Nam 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 li u bảng 2.1 Mối quan h tuyến tính tăn trưởng tín dụn tăn trưởng. .. k t luận v mối quan h n tính giữ tăng trưởng tín dụng 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... c nghi m tăng trưởng tín dụng t i tăng trưởng kinh t gi i oạn hi n nay, g i mở gi i pháp sách cho nhà qu n lý Vi t Nam THỰC TRẠNG TĂNG TRƯỞNG TÍN DỤNG VÀ TĂNG TRƯỞNG KINH TẾ TẠI VI T NAM Nhờ c