Ở góc độ tích cực, hoạt động mở rộng tín dụng giúp ngân hàng kiếm đưực lợi nhuận. Song ở mặt tiêu cực, tăng trirông tín dụng thường dẫn tới rủi ro tín dụng, đó là sự đánh đổi. Nghiên cứu này muôn tìm hiểu tác động của tăng trưởng tín dụng tới rủi ro và lợi nhuận của các ngân hàng thương mại Việt Nam với mục đích khám phá xem hoạt động tăng trưởng tín dụng ở mức độ nào thì mang lại hiệu quả, giảm thiểu rủi ro MÔ HÌNH VÀ PHƯƠNG PHÁP NGHIÊN cứu Tăng trưởng tín dụng có quan hệ mật thiết với rủi ro tín dụng và điều này đã được chứng minh thông qua các nghiên cứu lý thuyết như của: Raịan (1994). Ogura (2006), hay các nghiên cứu thực nghiệm của Clair (1992), Keeton (1999), Foos ctg (2010). Căn cứ vào các nghiên cứu lý thuyết và thực nghiệm trước, nghiên cứu này thực hiện kiểm định giả thuyết sau: Giả thuyết H1: Tăng trưởng tín dụng tác động cùng chiều tới rãi ro tín dụng vù mức độ tác động sẽ thay đổi tùy theo độ trễ tác động. Mô hình nghiên cứu cho giả thuyết H1 được đưa ra như sau: LL = a+JLL + P2LGu + ự.G(>, + P4LGij2 + PĩSIZEu + p ẼQASSETS.í V.; Trong đó: LLii và LLU | đại diện cho rủi ro tín dụng của ngân hàng tại năm t và năm t 1; LG. , LG. p và LG. t, đại diện cho tăng tưởng tín dụng nam t, t 1, và t 2; SIZE là kích cỡ của ngân hàng tại năm t; EQASSETS đại diện cho cấu trúc vốn chủ sở hữu đặt trong mối tương quan với tổng tài sản; v là sai số kết hợp trong mô hình dữ liệu bảng. Động lực chính của tăng trưởng tín dụng chính là lợi nhuận. Ớ góc độ nghiên cứu thực nghiệm, Foos ctg (2010) đã nghiên cứu và nhận thấy tăng trưởng tín dụng năm hiện hành tác động ngược chiều đến lợi nhuận và không có độ trễ. Amador ctg (2013) cũng có kết luận tương tự, kết quả cho thấy, tăng trưởng tín dụng tác động ngược chiều với lợi nhuận ngân hàng trong ngắn hạn, nhưng trong dài hạn không có tác động. Trong khi đó, Claeys và Vennet (2008) lại tìm thấy bằng chứng rằng, tăng trưởng tín dụng lại có tác động cùng chiều đôi với lợi nhuận của ngân hàng. Nghiên cứu sự tác động của tăng trưởng tín dụng tới lợi nhuận của ngân hàng, giả thuyết đưa ra như.sau: Giả thuyết H2: Tăng trưởng tín dụng có tác động tới lợi nhuận của ngân hàng. Dấu tác động là chưa rõ ràng mặc dù về mặt lý thuyết, tăng trưởng tín dụng có tác động cùng chiều tới lợi nhuận, nhưng về mặt thực nghiệm, thì chiều hướng tác động chưa rõ ràng. Mô hình nghiên cứu cho giả thuyết H2: A RI1 = a + p.LG + P,SIZE + pầETsVe 1 Trong đó: ARII đại diện lợi nhuận của ngân hàng. LG đại diện cho tăng tưởng tín dụng năm t, S1ZẸ là kích cỡ của ngân hàng tại năm t. EQASSETS đại diện cho vốn chủ sở hữu đặt trong mối tương quan với tổng tài sản. Cuối cùng e là sai số kết hợp trong mô hình dữ liệu bang. Hai mô hình nghiên cứu trên đều sử dụng dữ liệu bảng (panel data), nhưng phương pháp ước lượng cụ thể lại khác nhau. dlOTiTíĩĩ ở mô hình 1 dùng phương pháp ước lượng DGMM (phương pháp sai phân GMM difference GMM) của Arellano Bond với một số kiểm định cần thiết kèm theo là: kiểm định tự tương quan, kiểm định mức độ phù hợp của tập biến công cụ (Sargan overidentification test) và kiểm định tính ngoại sinh của biến công cụ, có nghĩa là biến công cụ không tương quan với sai số (Sargan exogeneity of instruments). Ớ mô hình 2 dùng kiểm định Hausman để lựa chọn phương pháp ước lượng phù hợp giữa 3 phương pháp EEM (Fixed eíĩect model), REM (Random effect model) và Pooled OLS. Nghiên cứu này sử dụng dữ liệu dược thu thập từ các báo cáo tài chính đã được kiểm toán của 31 ngân hàng thương mại Việt Nam trong vòng 8 năm, từ năm 2006 đến 2013 (Bài viết sử dụng cách viết chữ số thập phân theo chuẩn quốc tế). KẾT QUẢ NGHIÊN cứu BẢNG 1: CÁC KIỂM ĐỊNH CỞA MÔ HÌNH 1 STT Loại kiểm đinh Kết quả Nhận xét 1 Tự tương quan của sai số ArellanoBond tcst for (AR1): Prob = 0.213 ArellanoBond tcst for (AR2): Prob = 0.158 Sai số không bị tự tương quan bâc 1 và 2 2 Sự phù hợp của tập biến công cụ Sagan test of Overideniilìcation restriction: Prob = 0,092 Tập biến công cụ là phù hợp 3 Tính ngoại sinh của biến công cu DilTerence in — Hansen tests of exogeneity of instrument subsets: Prob = 0.139 Tập biến công cụ là ngoại sinh (không tương quan với sai số) BẢNG 2: KẾT QUẢ KIẺM định HAOSMAN CHO MÔ HỈNH 2 STT Biên phu thuộc Chi Squarc Prob 1 AR1I 23.32 0.0030 Mô hình đươc chon Fixed EtTecl BẢNG 3: CÁC KIEM định cần thiết dành cho FEM CỎA mỏ hình 2 STT Loại kiểm định Prob Nhận xét 1 Phương sai sai số thay đổi 0.000 Xuất hiện hiện tượng phương sai sai số thay đổi 2 Tương quan giữa các phần dư của đơn vị chéo 0.2584 Không xuất hiện hiện tượng tương quan giữa các phần dư của đơn vị chéo 3 Tự tương quan của phần dư 0.000 Xuất hiện hiện tượng tự tương quan của phần dư BẢNG 4: KẾT QGẢ Hồl QUY STT Biến Mồ hìn t 1 (I.L) Mô hình 2 ( RII) n Pvatue u Pvalue _ 1 LU 0.192 0.057 2 LO 0.008 0.000 0.006 0.479 3 LG1 0.004 0.010 4 LG2 0.001 0.800 5 SI.K 0.006 0.024 0.004 0.032 6 LOASSr.TS 0.1659 0.289 0.047 0.156 Loai mô hình DGMM PCSE Ghi chú: () có ý nghĩa ở mức 10%, () có ý nghĩa ở mức 5%, và () có ý nghĩa ổ mức 1%. LLI: dự phòng rủi ro tín dụng độ trễ I năm. LG, LGÌ. LG2: Tăng trưởng tín dụng năm hiện hành, độ trễ một năm và độ trễ hai năm. Nguồn: Tính toán cua nhóm tác giá ngân hàng (SIZE). Tại mô hình 2, chỉ duy nhất biến số S1ZE có tác động ngược chiều tới lợi nhuận. Tác động của từng biến số như sau: Biến số LG, LGl, và LG2 đo lường tác động của tăng trưởng tín dụng năm hiện hành, độ trễ một năm và độ trễ hai năm tới rủi ro tín dụng, về cơ bản, giả thuyết HI được chấp nhận khi LG và LG1 có tác động dương và có ý nghĩa thống kê tới rủi ro tín dụng. Một điều đáng lưu ý là mức độ tác động của tăng trưởng tới rủi ro tín dụng đạt đỉnh ngay tại năm đầu tiên. Điều này có thể thấy mức dộ tác động rất nhanh chóng của tăng trưởng tín dụng đôi với rủi ro tín dụng tại các ngân hàng của Việt Nam. Cụ thể hơn, ở mô hình 1, tăng trưởng tín dụng năm hiện hành có mức tác động biên là 0.008, cao gấp hai lần so với độ trễ một năm. Kết quả này có thể giải thích do các ngân hàng ở Việt Nam có tỷ lệ dư nợ cho vay ngắn hạn luôn chiếm rất cao trong tổng dư nợ. Cũng ở mô hình 1, biến rủi ro tín dụng ngân hàng trong quá khứ với độ trễ một năm (LLR. j) có tác động Đối với mô hình 1, căn cứ vào kết quả kiểm định ở Bảng 1 cho thấy, mô hình không vi phạm bất cứ kiểm định nào và kết quả hồi quy khi thực hiện được coi là phù hợp. Ớ mô hình 2, kết quả kiểm định Hausmen trong Bảng 2 cho thấy, mô hình nên được ước lượng bằng phương pháp FEM, thay vì REM hay Pooled OLS. Kết quả của việc hồi quy bằng FEM chỉ được thừa nhận khi mô hình hồi quy thỏa mãn ba loại kiểm định quan trọng: kiểm định tự tương CỊuan, kiểm định phương sai sai số thay đoi và kiếm định tương quan giữa các phần dư của đơn vị chéo. Ba kiểm định này được tóm tắt trong Bảng 3. Theo đó, nếu sử dụng phương pháp ước lượng FEM, thì kết quả ước lượng sẽ vi phạm hai giả thuyết hồi quy là phương sai sai số thay đổi và tự tương quan của phần dư. Để giải quyết vấn dề này, phương pháp ước lượng PCSE (Panelcorrected Standard errors) được thực hiện đôi với mô hình 2. Bảng 4 tóm tắt kết quả hồi quy của mô hình 1 theo phương pháp ước lượng DGMM và mô hình 2 theo phương pháp ước lượng PCSE. Qua Bảng 4 cho thấy, mô hình I có bôn biến sô” tác động dương tới rủi ro tín dụng, bao gồm rủi ro tín dụng năm trước (LL1), tăng trưởng tín dụng năm hiện hành (LG), tăng trưởng tín dụng năm trước (LG1) và kích cỡ Economy and Forecast Revievv 13