Những gỉải pháp nâng cao công tác bồi dưỡng nhằm nâng cao chất lượng nguồn nhân lực công chức cấp xã của tỉnh tây ninh (2)

BỘ GIÁO DỤC VÀ ĐÀO TẠO TRƢỜNG ĐẠI HỌC KINH TẾ TP HỒ CHÍ MINH - VÕ THANH BÌNH PHÂN TÍCH CÁC NHÂN TỐ TÁC ĐỘNG ĐẾN NỢ XẤU CỦA CÁC NGÂN HÀNG THƢƠNG MẠI TẠI VIỆT NAM LUẬN VĂN THẠC SĨ KINH TẾ BỘ GIÁO DỤC VÀ ĐÀO TẠO TRƢỜNG ĐẠI HỌC KINH TẾ TP HỒ CHÍ MINH - VÕ THANH BÌNH PHÂN TÍCH CÁC NHÂN TỐ TÁC ĐỘNG ĐẾN NỢ XẤU CỦA CÁC NGÂN HÀNG THƢƠNG MẠI TẠI VIỆT NAM Chuyên ngành: Tài chính-Ngân hàng Mã số: 60340201 LUẬN VĂN THẠC SĨ KINH TẾ NGƢỜI HƢỚNG DẪN KHOA HỌC: PGS.TS Trần Hoàng Ngân Lời cam đoan Tác giả xin cam đoan luận văn thạc sĩ đƣợc tác giả hoàn thành sức lao động luận văn riêng tác giả Lời văn luận văn tác giả (trừ trích dẫn theo quy định) Tác giả xin đảm bảo tính chân thật số liệu mà thu thập, số liệu có nguồn gốc rõ ràng đáng tin cậy Nếu cam đoan sai thật, tác giả xin chịu hoàn toàn trách nhiệm Mục lục Trang phụ bìa Lời cam đoan Mục lục Danh mục từ viết tắt Danh mục bảng biểu Danh mục hình vẽ, đồ thị Lời mở đầu Chƣơng Giới thiệu 1.1 Giới thiệu vấn đề nghiên cứu 1.2 Mục tiêu nghiên cứu 1.3 Câu hỏi nghiên cứu 1.4 Phƣơng pháp nghiên cứu .4 1.5 Đối tƣơng phạm vi nghiên cứu 1.6 Kết cấu luận văn 1.7 Ý nghĩa khoa học đóng góp đề tài nghiên cứu .5 1.8 Từ khóa Chƣơng Tổng quan lý thuyết liên quan đến nợ xấu nhân tố tác động đến nợ xấu 2.1 Giới thiệu chƣơng 2.2 Tổng quan lý thuyết nợ xấu .7 2.2.1 Các quan điểm nợ xấu 2.2.2 Đặc trƣng, phân loại tác động nợ xấu 2.3 Lƣợc khảo tài liệu nhân tố tác dộng đến nợ xấu 10 2.3.1 Các nhân tố kinh tế vĩ mô 10 2.3.2 Các nhân tố đặc thù ngân hàng .12 2.4 Tóm tắt chƣơng .17 Chƣơng Thực trạng vấn đề nợ xấu nhân tố tác động Việt Nam giai đoạn 2006-2014 19 3.1 Giới thiệu chƣơng 19 3.2 Thực trạng nợ xấu Việt Nam 2006-2014 19 3.3 Một số số kinh tế liên quan đến nhân tố tác động đến nợ xấu 23 3.3.1 Các nhân tố kinh tế vĩ mô 23 3.3.2 Một số số đặc thù ngành ngân hàng 26 3.4 Nhận định chuyên gia kinh tế vấn đề liên quan đến nợ xấu Việt Nam 30 3.5 Tóm tắt chƣơng 33 Chƣơng Phƣơng pháp, liệu kết nghiên cứu định lƣợng 35 4.1 Giới thiệu chƣơng 35 4.2 Các giả thuyết nghiên cứu 35 4.2.1 Giả thuyết nhân tố kinh tế vĩ mô 36 4.2.2 Giả thuyết nhân tố đặc thù ngành ngân hàng 38 4.3 Mô tả biến đại diện 41 4.3.1 Mô tả biến kinh tế vĩ mô 41 4.3.2 Mô tả biến đặc thù ngân hàng 42 4.3.3 Mô tả biến phụ thuộc 44 4.4 Mơ hình nghiên cứu 46 4.4.1 Dạng tổng qt mơ hình liệu bảng động 46 4.4.2 Mơ hình nghiên cứu đề tài 48 4.4.3 Hệ số dài hạn biến hồi quy 50 4.5 Phƣơng pháp hồi quy 51 4.5.1 Đặc điểm mơ hình 51 4.5.2 Phƣơng pháp General Method of Moments (GMM) 51 4.5.3 Các kiểm định sử dụng GMM 53 4.6 Dữ liệu nghiên cứu 54 4.7 Kết nghiên cứu 55 4.7.1 Phần mềm Kinh tế Lƣợng thống kê Stata 55 4.7.2 Kết nghiên cứu định lƣợng 57 4.8 Tóm tắt chƣơng 61 Chƣơng Kết luận khuyến nghị 63 5.1 Phân tích kết kiểm định giả thuyết 63 5.1.1 Phân tích hệ số hồi qui biến đại diện 63 5.1.2 Phân tích hệ số dài hạn biến đại diện 69 5.2 Khuyến nghị 70 5.2.1 Khi GDP nợ công tăng nhanh, nên thận trọng sách tín dụng nới lỏng 70 5.2.2 Tiếp tục đầu tƣ cải tiến cơng nghệ kỹ thuật, quy trình thẩm định nâng cao chất lƣợng đội ngũ nhân viên 71 5.2.3 Tiếp tục cấu lại hệ thống Ngân hàng Thƣơng mại nợ xấu giảm xuống 72 5.2.4 Tăng cƣờng khả giám sát cổ đông nhà quản trị 73 5.2.5 Duy trì xu hƣớng giảm lãi suất cho vay 73 5.3 Hạn chế đề tài 74 Tài liệu tham khảo Phụ lục Danh mục từ viết tắt BCTC Báo cáo tài BCTN Báo cáo thƣờng niên DGMM Difference General Method of Moments FEM Mơ hình ảnh hƣởng cố định (Fixed effects model) GDP Tổng sản phẩm quốc nội (Gross Domestic Product) GMM General Method of Moments IMF Quỹ Tiền tệ Quốc tế (International Monetary Fund) NHNN Ngân hàng Nhà nƣớc NPLs Nợ xấu (Non-performing loans) OLS Phƣơng pháp bình phƣơng nhỏ (Ordinary least squares) REM Mơ hình ảnh hƣởng ngẫu nhiên (Random effects model) ROE Tỷ suất lợi nhuận vốn chủ sở hữu (Return on equity) ROEA Tỷ suất lợi nhuận vốn chủ sở hữu bình qn TCTD Tổ chức tín dụng Tp.HCM Thành phố Hồ Chí Minh VAMC Cơng ty Quản lý Tài sản Tổ chức Tín dụng Việt Nam (Viet Nam Asset Management Company) WB Ngân hàng Thế giới (World Bank) Danh mục bảng biểu Bảng 3.1 Cho vay cho thuê tài khách hàng, nợ xấu tỷ lệ nợ xấu 18 Ngân hàng thƣơng mại Việt Nam 19 Bảng 4.1 Mô tả biến đại diện cho giả thuyết nghiên cứu 46 Bảng 4.2 Mã hóa biến .59 Bảng 4.3 Thống kê mô tả biến đại diện 61 Bảng 4.4 Hệ số hồi quy biến .61 Bảng 4.5 Hệ số dài hạn biến .63 Bảng 4.6 Kết kiểm định AR(2), Sargan kết khác 63 Bảng 5.1 Tóm tắt kết kiểm định giả thuyết .74 Danh mục hình vẽ, đồ thị Đồ thị 3.1 Cho vay cho thuê tài khách hàng, nợ xấu tỷ lệ nợ xấu 18 Ngân hàng thƣơng mại Việt Nam 21 Đồ thị 3.2 Nợ xấu nhân tố kinh tế vĩ mô .23 Đồ thị 3.3 Vốn chủ sở hữu, tổng tài sản tỷ lệ nợ xấu 18 Ngân hàng thƣơng mại Việt Nam 26 Đồ thị 3.4 ROEA bình quân có trọng số tỷ lệ nợ xấu 18 Ngân hàng thƣơng mại Việt Nam 27 Đồ thị 3.5 Tổng thu nhập lãi, tổng thu nhập tỷ lệ nợ xấu 18 Ngân hàng thƣơng mại Việt Nam 28 Đồ thị 3.6 Tổng chi phí hoạt động, tổng thu nhập hoạt động tỷ lệ nợ xấu 18 Ngân hàng thƣơng mại Việt Nam 29 Hình 4.1 Mơ hình nghiên cứu 50 10 Lời cảm ơn Luận văn thạc sĩ bƣớc ban đầu nhằm hƣớng học viên đến đƣờng nghiên cứu khoa học Trong trình này, học viên phải đầu tƣ nhiều thời gian công sức Tuy nhiên, tác giả nhận thấy: để hồn thành luận văn thời gian quy định nổ lực thân chƣa phải tất Tác giả xin chân thành gửi lời cảm ơn đến PGS.TS Trần Hoàng Ngân, ngƣời trực tiếp hƣớng dẫn tác giả; xin gửi lời cảm ơn đến đội ngũ giảng viên cao học đầy nhiệt huyết quý nhà trƣờng cung cấp sở vật chất trình học tập Tác giả dành lòng biết ơn sâu sắc cho lời động viên giúp đỡ gia đình bạn bè Một lần nữa, xin chân thành cảm ơn! e(V) | solr solr solr solr -+ L.dnpl | L.dgdpg | L2.dgdpg | L.dun | L2.dun | L.solr | 00395174 L2.solr | -.00096567 00062939 L3.solr | -.00140423 00070789 00096191 L4.solr | 00045353 -.00016336 -.00022448 00014404 Mô hình xtabond2 dnpl l.dnpl l(1/2).dgdpg l(1/2).dun l(1/2).dlir l(1/2).ddebt l(1/4).inef, gmm(l.dnpl l(1/4).inef, collapse) iv(l(1/2).dgdpg l(1/2).dun l(1/2).dlir l(1/2).ddebt) small twostep nolevel Favoring space over speed To switch, type or click on mata: mata set matafavor speed, perm L.dlir dropped due to collinearity L2.dlir dropped due to collinearity L.ddebt dropped due to collinearity L2.ddebt dropped due to collinearity Warning: Two-step estimated covariance matrix of moments is singular Using a generalized inverse to calculate optimal weighting matrix for two-step estimation Difference-in-Sargan statistics may be negative Dynamic panel-data estimation, two-step difference GMM -Group variable: i Number of obs = 72 Time variable : t Number of groups = 18 Number of instruments = 17 Obs per group: = F(9, 18) = 57.33 avg = 4.00 Prob > F = 0.000 max = -dnpl | Coef Std Err t P>|t| [95% Conf Interval] -+ -dnpl | L1 | -.1665241 0507654 -3.28 0.004 -.2731783 -.0598699 1150209 0830364 1.39 0.183 -.0594321 2894739 | dgdpg | L1 | L2 | 455357 1396288 3.26 0.004 1620077 7487063 L1 | -.4294301 141767 -3.03 0.007 -.7272717 -.1315886 L2 | -.3852622 1187724 -3.24 0.005 -.6347937 -.1357307 L1 | -.0085476 0014855 -5.75 0.000 -.0116684 -.0054267 L2 | 0014965 0007167 2.09 0.051 -9.32e-06 0030023 L3 | -.0020299 0008749 -2.32 0.032 -.0038681 -.0001917 L4 | -.0035228 0009291 -3.79 0.001 -.0054748 -.0015708 | dun | | inef | -Warning: Uncorrected two-step standard errors are unreliable Instruments for first differences equation Standard D.(L.dgdpg L2.dgdpg L.dun L2.dun L.dlir L2.dlir L.ddebt L2.ddebt) GMM-type (missing=0, separate instruments for each period unless collapsed) L(1/.).(L.dnpl L.inef L2.inef L3.inef L4.inef) collapsed Arellano-Bond test for AR(1) in first differences: z = -1.43 Pr > z = 0.152 Arellano-Bond test for AR(2) in first differences: z = -1.48 Pr > z = 0.138 -Sargan test of overid restrictions: chi2(8) = 11.41 Prob > chi2 = 0.180 Prob > chi2 = 0.718 (Not robust, but not weakened by many instruments.) Hansen test of overid restrictions: chi2(8) = 5.36 (Robust, but can be weakened by many instruments.) Difference-in-Hansen tests of exogeneity of instrument subsets: iv(L.dgdpg L2.dgdpg L.dun L2.dun L.dlir L2.dlir L.ddebt L2.ddebt) Hansen test excluding group: chi2(4) = 3.49 Prob > chi2 = 0.480 Difference (null H = exogenous): chi2(4) = 1.88 Prob > chi2 = 0.759 estat vce Covariance matrix of coefficients of xtabond2 model | L L L2 L L2 e(V) | dnpl dgdpg dgdpg dun dun -+ L.dnpl | 00257713 L.dgdpg | 00248329 00689504 L2.dgdpg | -.00293648 -.00468273 01949621 L.dun | -.00262245 -.00122881 00143602 0200979 L2.dun | -.00357048 -.00072751 00116454 00997554 01410688 L.inef | 00003411 00001496 00002295 -.00017403 -.00011372 L2.inef | 3.660e-06 00002725 -.00003185 0000689 00001824 L3.inef | 00002147 00004849 -.00008902 00002599 -6.011e-06 L4.inef | 00003408 00004804 -.00011251 -.00003535 -.00003134 | L L2 L3 L4 e(V) | inef inef inef inef -+ L.dnpl | L.dgdpg | L2.dgdpg | L.dun | L2.dun | L.inef | 2.207e-06 L2.inef | -7.089e-07 5.137e-07 L3.inef | -3.176e-07 4.879e-07 7.655e-07 L4.inef | 1.920e-07 2.154e-07 6.682e-07 8.632e-07 Mơ hình xtabond2 dnpl l.dnpl l(1/2).dgdpg l(1/2).dun l(1/2).dlir l(1/2).ddebt l(1/4).size, gmm(l.dnpl l(1/4).size, collapse) iv(l(1/2).dgdpg l(1/2).dun l(1/2).dlir l(1/2).ddebt) small twostep nolevel Favoring space over speed To switch, type or click on mata: mata set matafavor speed, perm L.dlir dropped due to collinearity L2.dlir dropped due to collinearity L.ddebt dropped due to collinearity L2.ddebt dropped due to collinearity Warning: Two-step estimated covariance matrix of moments is singular Using a generalized inverse to calculate optimal weighting matrix for two-step estimation Difference-in-Sargan statistics may be negative Dynamic panel-data estimation, two-step difference GMM -Group variable: i Number of obs = 72 Time variable : t Number of groups = 18 Number of instruments = 17 Obs per group: = F(9, 18) = 309.61 avg = 4.00 Prob > F = 0.000 max = -dnpl | Coef Std Err t P>|t| [95% Conf Interval] -+ -dnpl | L1 | -.0436712 0461755 -0.95 0.357 -.1406823 05334 L1 | 2689004 1434253 1.87 0.077 -.0324249 5702257 L2 | 4168283 0805397 5.18 0.000 2476207 5860358 L1 | 3006185 0733594 4.10 0.001 1464962 4547408 L2 | 4534134 104936 4.32 0.000 232951 6738757 L1 | 3721408 1465831 2.54 0.021 0641812 6801005 L2 | 0544572 0858483 0.63 0.534 -.1259033 2348178 | dgdpg | | dun | | size | L3 | -.1964958 1186451 -1.66 0.115 -.4457599 0527684 L4 | 0387393 1018346 0.38 0.708 -.1752074 2526859 -Warning: Uncorrected two-step standard errors are unreliable Instruments for first differences equation Standard D.(L.dgdpg L2.dgdpg L.dun L2.dun L.dlir L2.dlir L.ddebt L2.ddebt) GMM-type (missing=0, separate instruments for each period unless collapsed) L(1/.).(L.dnpl L.size L2.size L3.size L4.size) collapsed -Arellano-Bond test for AR(1) in first differences: z = -1.71 Pr > z = 0.087 Arellano-Bond test for AR(2) in first differences: z = -1.93 Pr > z = 0.053 -Sargan test of overid restrictions: chi2(8) = 5.67 Prob > chi2 = 0.684 Prob > chi2 = 0.286 (Not robust, but not weakened by many instruments.) Hansen test of overid restrictions: chi2(8) = 9.70 (Robust, but can be weakened by many instruments.) Difference-in-Hansen tests of exogeneity of instrument subsets: iv(L.dgdpg L2.dgdpg L.dun L2.dun L.dlir L2.dlir L.ddebt L2.ddebt) Hansen test excluding group: chi2(4) = 4.21 Prob > chi2 = 0.378 Difference (null H = exogenous): chi2(4) = 5.49 Prob > chi2 = 0.241 estat vce Covariance matrix of coefficients of xtabond2 model | L L L2 L L2 e(V) | dnpl dgdpg dgdpg dun dun -+ L.dnpl | 00213218 L.dgdpg | -.00285762 0205708 L2.dgdpg | -.00148917 00209445 00648664 L.dun | -.00007599 00015458 00007041 0053816 L2.dun | -.00074711 0077406 00480165 00032785 01101156 L.size | -.00519348 00751916 00410947 00159312 0068074 L2.size | 00122179 -.00214007 00318315 00165914 -.00053869 L3.size | 00107645 00116082 00183266 -.00233575 -.00186336 L4.size | -1.614e-06 -.00205787 -.0049295 -.00044129 -.00154601 | L L2 L3 L4 e(V) | size size size size -+ L.dnpl | L.dgdpg | L2.dgdpg | L.dun | L2.dun | L.size | 0214866 L2.size | -.00698256 00736993 L3.size | -.01149265 00688575 L4.size | 00557129 -.00755942 01407666 -.01022473 01037029 Mơ hình xtabond2 dnpl l.dnpl l(1/2).dgdpg l(1/2).dun l(1/2).dlir l(1/2).ddebt l(1/4).nii, gmm(l.dnpl l(1/4).nii, collapse) iv(l(1/2).dgdpg l(1/2).dun l(1/2).dlir l(1/2).ddebt) small twostep nolevel Favoring space over speed To switch, type or click on mata: mata set matafavor speed, perm L.dlir dropped due to collinearity L2.dlir dropped due to collinearity L.ddebt dropped due to collinearity L2.ddebt dropped due to collinearity Warning: Two-step estimated covariance matrix of moments is singular Using a generalized inverse to calculate optimal weighting matrix for two-step estimation Difference-in-Sargan statistics may be negative Dynamic panel-data estimation, two-step difference GMM -Group variable: i Number of obs = 72 Time variable : t Number of groups = 18 Number of instruments = 17 Obs per group: = F(9, 18) = 28.18 avg = 4.00 Prob > F = 0.000 max = -dnpl | Coef Std Err t P>|t| [95% Conf Interval] -+ -dnpl | L1 | -.1076387 0400296 -2.69 0.015 -.1917378 -.0235396 | dgdpg | L1 | 2500113 177941 1.41 0.177 -.1238288 6238514 L2 | 3406283 1637673 2.08 0.052 -.003434 6846906 L1 | 0873248 1561622 0.56 0.583 -.2407597 4154093 L2 | 3852871 1520143 2.53 0.021 0659169 7046573 L1 | 0206134 0141167 1.46 0.161 -.0090448 0502715 L2 | -.0207112 0099736 -2.08 0.052 -.041665 0002425 L3 | 0100323 0034624 2.90 0.010 0027582 0173065 L4 | 0201295 0053829 3.74 0.002 0088204 0314385 | dun | | nii | -Warning: Uncorrected two-step standard errors are unreliable Instruments for first differences equation Standard D.(L.dgdpg L2.dgdpg L.dun L2.dun L.dlir L2.dlir L.ddebt L2.ddebt) GMM-type (missing=0, separate instruments for each period unless collapsed) L(1/.).(L.dnpl L.nii L2.nii L3.nii L4.nii) collapsed -Arellano-Bond test for AR(1) in first differences: z = -1.45 Pr > z = 0.146 Arellano-Bond test for AR(2) in first differences: z = -0.52 Pr > z = 0.601 -Sargan test of overid restrictions: chi2(8) = 6.62 Prob > chi2 = 0.578 Prob > chi2 = 0.849 (Not robust, but not weakened by many instruments.) Hansen test of overid restrictions: chi2(8) = 4.09 (Robust, but can be weakened by many instruments.) Difference-in-Hansen tests of exogeneity of instrument subsets: iv(L.dgdpg L2.dgdpg L.dun L2.dun L.dlir L2.dlir L.ddebt L2.ddebt) Hansen test excluding group: chi2(4) = 3.11 Prob > chi2 = 0.540 Difference (null H = exogenous): chi2(4) = 0.99 Prob > chi2 = 0.912 estat vce Covariance matrix of coefficients of xtabond2 model | L L L2 L L2 e(V) | dnpl dgdpg dgdpg dun dun -+ L.dnpl | 00160237 L.dgdpg | 00340644 03166299 L2.dgdpg | -.00209603 -.00693512 02681972 L.dun | -.00033474 -.01450053 -.00143895 02438662 00310429 00944862 -.0026646 00725701 02310835 L.nii | -.00035307 -.00004972 00167031 -.00018811 -.00029241 L2.nii | -.00003494 -.00043777 00017299 -.00071069 -.00098552 00003981 000191 -.00016973 -.00032783 -.00018662 L4.nii | -.00015091 -.00061509 00039409 00050315 -.00021387 L2.dun | L3.nii | | L L2 L3 L4 e(V) | nii nii nii nii -+ L.dnpl | L.dgdpg | L2.dgdpg | L.dun | L2.dun | L.nii | 00019928 L2.nii | -.00003559 00009947 L3.nii | -.00002511 00002527 00001199 L4.nii | 00003999 -2.943e-06 -8.665e-06 00002898 ... trƣớc nghiên cứu tác nhân tác động đến nợ xấu với nhiều góc độ tiếp cận khác Tác giả nhận thấy việc tiếp cận nhân tố theo hai hƣớng: vĩ mô nhân tố đặc thù ngành ngân hàng phổ biến Các nhân tố vĩ mô... Thƣơng mại Việt Nam nhân tố tác động Đối với “các nhân tố tác động đến nợ xấu”: Có nhiều hƣớng khác cách tiếp cận vấn đề, nhƣ : tiếp cận từ nhân tố kinh tế vĩ mô, tiếp cận từ nhân tố đặc thù ngành... định lƣợng, phƣơng pháp chủ yếu sử dụng Pooled OLS, FEM, REM Do vậy, đề tài này, tác giả cố gắng tiếp cận phƣơng pháp định lƣợng khác, nhằm tìm thêm chứng độ vững cho nhân tố tác động đến nợ xấu