CÁC YẾU TỐ ẢNH HƯỞNG ĐẾN RỦI RO TÍN DỤNG CỦA HỆ THỐNG NGÂN HÀNG THƯƠNG MẠI VIỆT NAM ( 16 ) ( TẠP CHÍ KHOA HỌC TRƯỜNG ĐẠI HỌC MỞ TP HCM SỐ 9 (2) 2014 ) ( TẠP CHÍ KHOA HỌC TRƯỜNG ĐẠI HỌC MỞ TP HCM SỐ 9[.]
TẠP CHÍ KHOA HỌC TRƯỜNG ĐẠI HỌC MỞ TP.HCM - SỐ (2) 2014 CÁC YẾU TỐ ẢNH HƯỞNG ĐẾN RỦI RO TÍN DỤNG CỦA HỆ THỐNG NGÂN HÀNG THƯƠNG MẠI VIỆT NAM Ngày nhận : 31/03/2014 Ngày nhận lại : 29/04//2014 Ngày duyệt đăng: 05/05/2014 Võ Thị Quý1 Bùi Ngọc Toản2 TÓM TẮT Xu hướng gia tăng rủi ro tín dụng hệ thống Ngân hàng Thương mại (NHTM) Việt Nam thường chủ đề trung tâm nhiều diễn đàn hội thảo kinh tế nước thời gian qua Mức độ rủi ro tín dụng đo lường tỷ lệ nợ xấu hoặc/và mức trích dự phịng nợ khó địi Để góp phần làm sáng tỏ tranh nợ xấu NHTM Việt Nam, nghiên cứu yếu tố ảnh hưởng đến rủi ro tín dụng 26 NHTM giai đoạn 2009 – 2012 Dữ liệu bảng với phương pháp GMM sử dụng để khắc phục tượng tự tương quan bậc sai số tượng biến nội sinh để đảm bảo ước lượng thu vững hiệu Kết nghiên cứu cho thấy rủi ro tín dụng ngân hàng khứ với độ trễ năm (LLRi,t-1), tỷ lệ tăng trưởng tín dụng khứ với độ trễ năm (LGi,t-1), tỷ lệ tăng trưởng GDP khứ với độ trễ năm (∆GDPi,t-1) tác động có ý nghĩa đến rủi ro tín dụng NHTM Việt Nam Từ khóa: Rủi ro tín dụng, Nợ xấu, Nợ khó địi, Ngân hàng Thương mại, Việt Nam ASTRACT The increasing in the credit risk of Vietnamese Commercial Banking System (VCBS) has been main focus in the Economic Seminar in the country recently The credit risk is mearured by bad debts ratio or/and provisions for doubtful debts We studied the determinants of credit risk of 26 commercial banks from 2009 to 2012 to make clear the picture of bad debts of VCBS Panel data and GMM technique were used to overcome the Autocorrelation and Endogenneity in Regression Analysis to get efficient and consistent estimators The results showed that lag variables such credit risk variable (LLRi,t-1), loan growth (LGi,t-1), and GDP growth rate (∆GDPi,t-1) with the lag length of one year impact significantly the credit risk level of Vietnamese Commercial Bank System Keywords: Credit Risk, Bad Debts, Doubtful Debts, Commercial Banks, Vietnam GIỚI THIỆU Rủi ro tín dụng ngân hàng thương mại (NHTM) lôi quan tâm xã hội, đặc biệt Đề án “Cơ cấu lại hệ thống tổ chức tín dụng giai đoạn 2011-2015” theo Quyết định 254/QĐ-TTG ngày 01/3/2012 Thủ tướng Chính phủ có hiệu lực Tỷ lệ TẠP CHÍ KHOA HỌC TRƯỜNG ĐẠI HỌC MỞ TP.HCM - SỐ (2) 2014 nợ xấu NHTM Việt Nam năm 2007 2%, năm 2008 3.5%, tăng cao vào năm 2012 (4.08%), theo số liệu Ngân hàng Nhà nước Việt Nam (2013) Vấn đề nợ xấu hệ PGS TS, Trường Đại học Kinh tế TP.HCM ThS, Trường Đại học công nghiệp TP.HCM thống ngân hàng có NHTM liên quan đến nhiều yếu tố kinh tế vĩ mô, kinh tế vi mô yếu tố thuộc nội ngân hàng Nghiên cứu yếu tố tác động đến rủi ro tín dụng có ý nghĩa bối cảnh mà rủi ro tín dụng rủi ro lớn mà ngân hàng phải đối mặt (Bhattacharya & Roy, 2008, trích Ravi P S Poudel, 2013) nguyên nhân dẫn đến khủng hoảng tài Mỹ tháng Mười năm 2007 sau khủng hoảng kinh tế tồn cầu Chúng tơi tiến hành nghiên cứu nhằm nhận dạng yếu tố tác động đến rủi ro tín dụng NHTM Việt Nam thời kỳ khủng hoảng kinh tế CÁC KHÁI NIỆM NGHIÊN CỨU VÀ PHƯƠNG PHÁP ĐO LƯỜNG Theo Ngân hàng Nhà nước Việt Nam rủi ro tín dụng hoạt động ngân hàng khả xảy tổn thất cho ngân hàng khách hàng không thực khơng có khả thực nghĩa vụ theo cam kết (2005) Rủi ro tín dụng ngân hàng đánh giá thơng qua tỷ lệ nợ xấu, tỷ số tổng nợ xấu chia cho tổng dư nợ cho vay (Fadzlan Sufian & Royfaizal R Chong, 2008; Nguyễn Thị Thái Hưng, 2012; Rasidah M Said & Mohd H Tumin, 2011; Somanadevi Thiagarajan & ctg, 2011; Tobias Olweny & Themba M Shipho, 2011) Một số nghiên cứu khác đo lường rủi ro tín dụng qua tỷ lệ dự phịng rủi ro tín dụng chia cho tổng tài sản ngân hàng (Luc Laeven & Giovanni Majnoni (2002), Nabila Zribi & Younes Boujelbène (2011)) Quan điểm cho dư nợ cho vay chiếm chủ yếu tổng tài sản nên sử dụng trực tiếp giá trị tổng tài sản để tính rủi ro Daniel Foos & ctg (2010), Hess & ctg (2009), Ong & Heng (2012) kết hợp hai cách tính để tính rủi ro tín dụng Họ đo lường rủi ro tín dụng cách tỷ lệ dự phịng rủi ro tín dụng năm t so với cho dư nợ cho vay năm t-1 Tiêu chí đo lường xét đến vấn đề trích lập dự phịng cho tổn thất xảy khoản nợ cụ thể nên phản ánh xác rủi ro tín dụng Nếu so sánh chung chung giá trị nợ xấu thuộc nhóm nợ khác (nhóm 3, 5) với tổng dư nợ từ nhóm đến nhóm khơng phản ánh chất nguy rủi ro tín dụng Ngân hàng Nhà nước Việt Nam (2013) xem nợ xấu nợ thuộc nhóm 3, 5, qui định nợ từ nhóm trở phải trích lập dự phịng rủi ro Chúng tơi đo lường rủi ro tín dụng theo phương pháp Daniel Foos & ctg (2010), Hess & ctg (2009), xác định sau: Rủi ro tín dụng (LLRi,t) = Giá trị trích lập dự phịng rủi ro tín dụng ngân hàng i năm t/ Tổng dư nợ ngân hàng i năm (t-1) Giá trị trích lập dự phịng rủi ro tín dụng số tiền trích lập hạch tốn vào chi phí hoạt động để dự phịng cho tổn thất xảy nợ tổ chức tín dụng, chi nhánh ngân hàng nước ngồi Dự phịng rủi ro bao gồm dự phòng cụ thể dự phòng chung Dự phòng cụ thể số tiền trích lập để dự phịng cho tổn thất xảy khoản nợ theo tỷ lệ cụ thể nhóm 1: 0%; nhóm 2: 5%; nhóm 3: 20%; nhóm 4: 50%; nhóm 5: 100% Dự phịng chung số tiền trích lập để dự phịng cho tổn thất xảy chưa xác định trích lập dự phịng Số tiền dự phịng chung phải trích xác định 0.75% tổng số dư khoản nợ từ nhóm đến nhóm 4, trừ khoản tiền gửi (trừ tiền gửi tốn) tổ chức tín dụng nước, chi nhánh ngân hàng nước Việt Nam theo quy định pháp luật tiền gửi tổ chức tín dụng nước ngồi; khoản cho vay, mua có kỳ hạn giấy tờ có giá tổ chức tín dụng, chi nhánh ngân hàng nước ngồi khác Việt Nam Tăng trưởng tín dụng gia tăng giá trị khoản cho vay qua năm Nhiều nghiên cứu tìm thấy mối quan hệ tăng trưởng tín dụng với rủi ro tín dụng Theo Luc Laeven & Giovanni Majnoni (2002), Robert T Clair (1992), Soma- nadevi Thiagarajan & ctg (2011), tăng tín dụng ngân hàng nghiên cứu trưởng tín dụng tính chênh Abhiman Das & Saibal Ghosh (2007), lệch tổng dư nợ năm sau năm Gabriel Jimenez & Jesus Saurina (2006), trước so với tổng dư nợ năm trước Nabila Zribi & Younes Boujelbene Tuy nhiên, Daniel Foos & ctg (2010) cho (2011), Somanadevi Thiagarajan & ctg tất ngân hàng có (2011), Vicente Salas & Jesús Saurina tăng trưởng tín dụng tiềm ẩn rủi ro (2002) tín dụng, có ngân hàng có tăng GIẢ THUYẾT VÀ MƠ HÌNH trưởng vượt mức tăng trưởng tín dụng NGHIÊN CỨU trung bình quốc gia có nguy 3.1 Giả thuyết nghiên cứu rủi ro tín dụng Khi sử dụng cách tính này, họ loại trừ ngân hàng3.1.1 có Rủi ro tín dụng ngân hàng mức tăng trưởng tín dụng mức tăng khứ với độ trễ năm (LLRi,t-1) rủi trưởng tín dụng trung bình quốc gia ro tín dụng ngân hàng năm hành khỏi quan sát Cơng trình (LLRi,t) nghiên cứu sử dụng số liệu từ Somanadevi Thiagarajan & ctg 16.000 ngân hàng nhiều quốc gia (Mỹ, (2011) nghiên cứu yếu tố tác động Canada, Nhật 13 nước Châu Âu) để tới rủi ro tín dụng ngân hàng Ấn đảm bảo nghiên cứu có ý nghĩa Cách Độ Họ thu thập liệu 22 ngân tính khơng phù hợp áp dụng cho hàng thuộc sở hữu nhà nước 15 ngân nghiên cứu với liệu hạn chế hàng thuộc sở hữu tư nhân từ năm 2001số lượng ngân hàng thương mại 2010 Nghiên cứu cho thấy tác Việt Nam Do đó, chúng tơi sử dụng cách động rủi ro tín dụng khứ tính Luc Laeven & Giovanni Majnoni với độ trễ năm đến rủi ro tín dụng (2002), Robert T Clair (1992), ngân hàng năm hành Những tác giả Somanade- vi Thiagarajan & ctg (2011), giải thích rủi ro tín dụng ngân với cơng thức tính tăng trưởng tín dụng hàng q khứ khơng hồn tồn bị sau: xóa bỏ mà chuyển sang ảnh Tăng trưởng tín dụng (LGi,t) = Tổng hưởng tới năm Daniel Foos & dư nợ ngân hàng i năm t – Tổng dư nợ ctg (2010), Abhiman Das & Saibal Ghosh ngân hàng i năm (t-1)/ Tổng dư nợ ngân (2007), Ga- briel Jimenez & Jesus Saurina (2006) tìm kết hàng i năm (t-1) tương tự Do đó, chúng tơi đặt giả thuyết Biến qui mô ngân hàng (SIZEi,t) nghiên cứu H1 kỳ vọng tính logarit tự nhiên tổng dư nợ ngân hàng nghiên cứu rủi ro tín dụng ngân hàng khứ Daniel Foos & ctg (2010), Jin-Li Hu với độ trễ năm tác động chiều với rủi ro tín dụng ngân hàng năm & ctg (2004), Somanadevi Thiagarajan & hành ctg (2011) 3.1.2 Tăng trưởng tín dụng rủi ro tín dụng GDP số giá trị thị trường tất hàng hóa hữu hình vơ hình ngân hàng (LLRi,t) Daniel Foos & ctg (2010) nghiên sản xuất phạm vi lãnh thổ quốc gia thời kỳ định, cứu yếu tố tác động đến rủi ro tín thường năm GDP tiêu chí đo dụng lường mức tăng trưởng kinh tế 16.000 ngân hàng giai đoạn 1997-2007, nước Tăng trưởng GDP mức gia tăng thuộc 16 quốc gia có ngành tài phát GDP năm sau so với năm trước triển Mỹ, Canada, Nhật 13 nước thể đơn vị phần trăm Biến tỷ lệ Châu Âu Nghiên cứu cho thấy tăng tăng trưởng GDP đưa vào mơ trưởng tín dụng tác động chiều đến hình nghiên cứu mức độ ảnh hưởng đến rủi ro tín dụng ngân hàng sau hai ba rủi ro năm Khi kinh tế tăng trưởng, cạnh tranh để phát triển ngân hàng tăng trưởng tín dụng năm hành, giảm lãi suất khoản vay tăng trưởng tín dụng với độ trễ năm nới lỏng điều kiện cấp tín dụng hai năm Việc nới lỏng điều kiện xét duyệt tín dụng 3.1.3 Qui mơ ngân hàng (SIZE ) i,t i, giảm tiêu chuẩn tài sản đảm rủi ro tín t bảo, chấp nhận dụng ngân hàng ) khách hàng (LLR có lịch sử tín dụng khơng tốt u cầu giảm rủi ro tín dụng chứng dịng trường hợp thu nhập đảm bảo ngân hàng thường cho khoản vay tăng lãi suất cho vay tích lũy rủi ro tăng tiêu chuẩn bộc phát vào giai xét duyệt tín dụng đoạn kinh tế suy nhu cầu tín dụng tăng thối Các khoản cao Trong trường hợp vay có chất lượng này, tăng trưởng tín thấp có nguy thất dụng (năm thoát cao điều với độ trễ kiện kinh tế khó năm) có tác động khăn, tác động ngược chiều đến rủi ro có độ trễ vài tín dụng kết năm sau Tăng nghiên cứu Robert trưởng tín dụng theo T Clair (1992) cách làm phân tích ngân tăng rủi ro tín dụng hàng Texas dẫn đến việc trích giai đoạn 1976-1990 lập dự phòng nhiều Việt Nam trải tương lai qua thời kỳ dài tăng cho khoản trưởng tín dụng nóng, vay dư nợ cho vay Nghiên cứu lĩnh vực bất Somanadevi động sản chiếm tỷ Thiagarajan & ctg trọng cao Thị trường (2011) ngân bất động sản đóng hàng Ấn Độ băng thời gian giai đoạn 2001-2010 qua làm gia tăng rủi ro tín dụng hệ tăng trưởng tín dụng thống NHTM Việt có tác động Nam Các NHTM chiều đến rủi ro tín Việt Nam với đặc thù dụng với độ trễ sau nợ ngắn hạn chiếm hai năm tỷ trọng lớn Tăng trưởng tín dụng khơng phải lúc tác động chiều đến rủi ro tín dụng Tăng trưởng tín dụng làm tổng dư nợ, dẫn đến độ trễ biến tăng trưởng tín dụng kỳ vọng ngắn so với nước phát triển Do đó, chúng tơi đặt giả thuyết nghiên cứu H2 tăng trưởng tín dụng tác động ngược chiều với rủi ro tín dụng ngân hàng Chúng tơi sử dụng biến Nghiên cứu Jin-Li Hu & ctg (2004) mối quan hệ ngược chiều qui mô ngân hàng rủi ro tín dụng ngân hàng Các ngân hàng lớn có hệ thống quản lý rủi ro tốt nắm giữ danh mục cho vay rủi ro nên hạn chế rủi ro tín dụng so với ngân hàng có qui mơ nhỏ Somanadevi Thiaga- rajan & ctg (2011) nghiên cứu yếu tố tác động đến rủi ro tín dụng ngân hàng Ấn Độ giai đoạn từ năm 2001-2010, nghiên cứu Hess & ctg (2008) 32 ngân hàng Australia giai đoạn 1980 – 2005 tìm kết tương tự Tuy nhiên, Daniel Foos & ctg (2010) khơng tìm thấy tác động có ý nghĩa qui mơ ngân hàng đến rủi ro tín dụng ngân hàng Nabila Zribi & Younes qui mô lớn thường Boujelbène tập trung cho (2011) nghiên doanh nghiệp Nhà cứu 10 ngân nước tập hàng thương đoàn lớn vay vốn, mại mà doanh khoảng thời gian nghiệp từ năm 1995 tới có ưu năm 2008 quan hệ vay Tunisia mượn, nên cho kết ngân hàng thường tương tự Các đơn giản hóa thủ ngân hàng tục xét duyệt cho Tunisia có qui vay Điều có mơ gần nguy ẩn chứa tương tự rủi ro tín dụng đối phần lớn với khoản vay số họ phù Do đó, chúng hợp với quy tơi đặt giả thuyết định, yêu cầu nghiên cứu H3 hệ thống qui mơ ngân hàng ngân hàng nên có tác động qui mô ngân chiều đến rủi ro hàng không tác tín dụng ngân động đến rủi ro hàng tín dụng ngân 3.1.4 Tỷ lệ tăng trưởng hàng GDP (∆GDPi,t) rủi ro tín dụng Đối với ngân hàng Việt Nam, (LLRi,t) ngân hàng có Luc Laeven & Giovanni Majnoni (2002) sử dụng số liệu 1.419 ngân hàng từ 45 quốc gia khác khoảng thời gian 1988-1999; Nir Klein (2013) sử dụng số liệu ngân hàng miền Trung, Đông Đông Nam châu Âu giai đoạn 1998-2011 tìm thấy tác động ngược chiều tỷ lệ tăng trưởng GDP đến rủi ro tín dụng ngân hàng Một số nghiên cứu khác cho có tác động ngược chiều tỷ lệ tăng trưởng GDP đến rủi ro tín dụng ngân hàng sử dụng liệu quốc gia riêng lẻ Điển Abhiman Das & Saibal Ghosh (2007) nghiên cứu nhóm ngân hàng thuộc sở hữu nhà nước Ấn giai đoạn 1990 – 2001 Trong bối cảnh kinh tế Việt Nam đặt giả thuyết H4 tỷ lệ tăng trưởng GDP năm hành tỷ lệ tăng trưởng GDP với độ trễ năm tác động ngược chiều đến rủi ro tín dụng ngân hàng 3.2 Mơ hình nghiên cứu Dựa vào giả thuyết nghiên cứu phát biểu trên, mơ hình nghiên cứu đề xuất sau: LLRi,t = β0 + β1 LLRi,t-1 + β2 LGi,t + LG β3 i,t-1 + β4 LGi,t-2 + β5 SIZEi,t + β6 ∆GDPi,t + β7 ∆GDPi,t-1 + εi,t Trong đó: Biến phụ thuộc (LLR ): Rủi ro tín i,t Độ nghiên cứu dụng ngân Vicente Salas & hàng Jesús Saurina Các (2002) ngân biế hàng Tây Ban n Nha Các nghiên độc cứu chứng lập: minh LLRi,t-1: Rủi ro tín dụng ngân kinh tế tăng trưởng hàng tốt tạo môi khứ với độ trễ trường thuận lợi cho năm LG : Tỷ lệ tăng hoạt động trưởng tín dụng khách hàng năm vay tiền, điều i,t , : Tỷ lệ tăng góp phần trưởng tín hiệ L G làm tăng khả n hoàn trả vốn vay hàn ngân hàng, dẫn đến h L làm giảm G rủi ro tín dụng ngân hàng Nghiên cứu Gabriel Jimenez & Jesus Saurina (2006) ngân hàng Tây Ban Nha giai đoạn 1984 - 2002 tìm thấy tác động ngược chiều tỷ i,t-2 lệ tăng trưởng GDP năm hành tỷ lệ tăng trưởng GDP với độ trễ năm đến rủi ro tín dụng ngân hàng Tuy nhiên, số nghiên cứu khác lại khơng tìm thấy tác động có ý nghĩa tỷ lệ tăng trưởng GDP đến rủi ro tín dụng ngân hàng nghiên cứu Ravi P S Poudel (2013) Nepal từ 2001-2011 Kết tương tự tìm thấy nghiên cứu Harvir Kalirai & Martin Scheicher (2002) Áo dụng với độ trễ năm tỷ lệ tăng trưởng tín dụng với độ trễ năm SIZEi,t: Qui mô ngân hàng ∆GDPi,t, ∆GDPi,t-1: Tỷ lệ tăng trưởng GDP năm hành tỷ lệ tăng trưởng GDP với độ trễ năm MÔ TẢ MẪU VÀ KIỂM ĐỊNH GIẢ THUYẾ T NGHIÊ N CỨU 4.1 Mô tả mẫu Dữ liệu nghiên cứu thu thập từ 26 ngân hàng thương mại giai đoạn 2009-2012 với biến số mô tả Bảng Bảng Thống kê mô tả Biến Trung bình Độ lệch chuẩn Giá trị nhỏ Giá trị lớn LLRi,t LLRi,t-1 0.0168082 0.0068704 0.004575 0.041005 0.0150990 0.0075030 0.002437 0.042810 LGi,t 0.3430952 0.3625401 -0.406623 1.649590 LGi,t-1 0.3745397 0.3649898 -0.312943 1.649590 LGi,t-2 0.6892231 0.8623481 -0.312943 6.107468 SIZEi,t 30.874010 1.2113060 28.21393 33.45974 ∆GDPi,t ∆GDPi,t-1 0.0575500 0.0067101 0.050300 0.067800 0.0605500 0.0053259 0.053200 (Nguồn: Tác giả tự tính tốn liệu tự thu thập) 0.067800 4.2 Kiểm định giả thiết 4.2.2 Kiểm định tượng tự tương quan hồi qui tuyến tính (OLS) Giữa sai số có mối quan hệ 4.2.1 Kiểm định tượng phương sai thay tương quan với làm cho ước đổi lượng thu phương pháp OLS Phương sai sai số thay đổi vững không hiệu quả, kiểm làm cho ước lượng thu định hệ số hồi qui khơng cịn đáng tin phương pháp OLS vững không cậy Nghiên cứu tiến hành kiểm định giả hiệu quả, kiểm định hệ số hồi quy thuyết không bị tự tương quan khơng cịn đáng tin cậy Từ dẫn đến liệu bảng, với giả thuyết H0: khơng có tượng ngộ nhận biến độc lập tự tương quan bậc Với mức ý nghĩa mơ hình nghiên cứu có ý nghĩa, lúc alpha = 5%, kiểm định cho kết là: kiểm định hệ số hồi quy R2 P-value = 0.0064 < không dùng Bởi phương sai 0.05 nên bác bỏ giả thuyết H0 hay có sai số thay đổi làm tính hiệu tự tương quan bậc ước lượng, nên cần thiết phải tiến hành 4.2.3 Kiểm định tượng đa cộng tuyến kiểm định giả thuyết phương sai sai Đa cộng tuyến tượng số không đổi kiểm biến độc lập mơ hình tương quan định White, với giả thuyết H0 (Khơng có tuyến tính với Nghiên cứu tiến hành tượng phương sai thay đổi) Với mức ý nghĩa alpha = 5%, kiểm định White cho kiểm định giả thuyết không bị tượng kết là: P-value = 0.1347 > 0.05 nên đa cộng tuyến cách dùng tiêu chấp nhận giả thuyết H0 hay khơng có VIF với kết trình bày Bảng tượng phương sai thay đổi Bảng Kết kiểm định tượng đa cộng tuyến Biến ∆GDPi,t LLRi,t-1 SIZEi,t LGi,t-1 LGi,t-2 ∆GDPi,t-1 LGi,t Giá trị trung bình VIF (Nguồn: Tác giả tự tính) VIF 1.67 1.65 1.62 1.51 1.36 1.31 1.18 1.47 / VIF 0.598100 0.605734 0.616640 0.664249 0.737778 0.760521 0.849510 VIF tất biến độc lập nhỏ 10 nên tượng đa cộng tuyến mơ hình đánh giá khơng nghiêm trọng 4.2.4 Kiểm định tượng biến nội sinh Hiện tượng biến nội sinh làm cho ước lượng thu phương pháp OLS khơng vững Mơ hình nghiên cứu sử dụng biến trễ biến phụ thuộc (LLRi,t-1) làm biến độc lập nên theo Abhiman Das & Saibal Ghosh (2007), Daniel Foos & ctg (2010), Gabriel Jimenez & Jesus Saurina (2006), Richard Blundell & Stephen Bond (1998), nghiên cứu thuộc dạng mơ hình với số liệu dạng bảng động (Dynamic pan- el data) với biến trễ biến phụ thuộc (LLRi,t-1) biến nội sinh 4.3 Kiểm định giả thuyết nghiên cứu Với kết kiểm định phần cho thấy mơ hình nghiên cứu khơng có phương sai thay đổi, tượng đa cộng tuyến đánh giá không nghiêm trọng; Tuy nhiên, mơ hình có tự tương quan bậc sai số có tượng biến nội sinh Hiện tượng làm cho ước lượng thu phương pháp OLS không vững không hiệu quả, kiểm định hệ số hồi qui khơng cịn đáng tin cậy Do vậy, chúng tơi dùng phương pháp GMM để khắc phục tượng tự tương quan bậc sai số tượng biến nội sinh để đảm bảo ước lượng thu vững hiệu Kết kiểm định giả thuyết nghiên cứu trình bày Bảng Bảng Kết kiểm định giả thuyết nghiên cứu LLRi, t H ệ s ố h i S a i z LGi,t-1 Khoảng tin cậy 95% s ố c h u ẩ n q u i LLRi, 0.614 0.226 2.72 7141 1226 t-1 LGi,t P> │z│ 0.007 0.171 1.0 *** 5219 57 90 0.002 0.002 0.76 0.449 0.007 1544 8438 0.003 7281 4193 0.002 -3.87 0.000 *** 0.009 5642 0.014 0.00 933 9589 4907 LGi,t- 0.00 2150 ∆GD 0.07 Pi,t 7782 0.00 -0.85 0.39 0.00 2537 0.00 2823 7123 0.113 -0.69 0.49 0.14 1187 0.29 3926 9490 ∆GD 0.10 -2.09 0.03 Pi,t-1 0.22 7369 7** 0.43 0.01 4380 4822 393 96 Hằn 0.02 0.00 3.20 0.00 0.011 0.04 g số 9818 9306 1*** 5773 8058 Ghi chú: (**): có ý nghĩa mức 5%; (***): có ý nghĩa mức 1% Nguồn: Tác giả tự tính THẢO LUẬN KẾT QUẢ NGHIÊN CỨU Kết hồi qui cho thấy rủi ro tín dụng ngân hàng khứ với độ trễ năm (LLRi,t-1) có tác động chiều mạnh đến rủi ro tín dụng (p