Mối quan hệ giữa rủi ro tín dụng và lợi nhuận ngân hàng bằng chứng thực nghiệm của các ngân hàng thương mại việt nam

BỘ GIÁO DỤC VÀ ĐÀO TẠO TRƢỜNG ĐẠI HỌC KINH TẾ THÀNH PHỐ HỒ CHÍ MINH NGUYỄN THỊ MỸ DUNG MỐI QUAN HỆ GIỮA RỦI RO TÍN DỤNG VÀ LỢI NHUẬN NGÂN HÀNG: BẰNG CHỨNG THỰC NGHIỆM CỦA CÁC NGÂN HÀNG THƢƠNG MẠI VIỆT NAM LUẬN VĂN THẠC SĨ KINH TẾ TP Hồ Chí Minh – Năm 2016 BỘ GIÁO DỤC VÀ ĐÀO TẠO TRƢỜNG ĐẠI HỌC KINH TẾ THÀNH PHỐ HỒ CHÍ MINH NGUYỄN THỊ MỸ DUNG MỐI QUAN HỆ GIỮA RỦI RO TÍN DỤNG VÀ LỢI NHUẬN NGÂN HÀNG: BẰNG CHỨNG THỰC NGHIỆM CỦA CÁC NGÂN HÀNG THƢƠNG MẠI VIỆT NAM Chuyên ngành: Tài - Ngân hàng Mã số: 60340201 LUẬN VĂN THẠC SĨ KINH TẾ Ngƣời hƣớng dẫn khoa học: TS NGUYỄN THỊ THÙY LINH TP Hồ Chí Minh – Năm 2016 LỜI CAM ĐOAN Tôi xin cam đoan luận văn “MỐI QUAN HỆ GIỮA RỦI RO TÍN DỤNG VÀ LỢI NHUẬN NGÂN HÀNG: BẰNG CHỨNG THỰC NGHIỆM CỦA CÁC NGÂN HÀNG THƢƠNG MẠI VIỆT NAM” công trình nghiên cứu riêng cá nhân Kết nghiên cứu chƣa đƣợc công bố công trình nghiên cứu Còn số liệu nghiên cứu đảm bảo tính trung thực có nguồn gốc rõ ràng TP Hồ chí Minh, tháng 10 năm 2016 Học viên Nguyễn Thị Mỹ Dung MỤC LỤC TRANG PHỤ BÌA LỜI CAM ĐOAN MỤC LỤC DANH MỤC CÁC TỪ VIẾT TẮT DANH MỤC CÁC BẢNG BIỂU DANH MỤC CÁC HÌNH VẼ CHƢƠNG 1: GIỚI THIỆU VẤN ĐỀ NGHIÊN CỨU 1.1 Lý chọn đề tài 1.2 Mục tiêu nghiên cứu 1.3 Câu hỏi nghiên cứu 1.4 Đối tƣợng, phạm vi nghiên cứu 1.5 Phƣơng pháp nghiên cứu, mẫu nghiên cứu 1.6 Ý nghĩa đề tài 1.7 Kết cấu luận văn CHƢƠNG 2: CƠ SỞ LÝ THUYẾT VÀ LƢỢC KHẢO NGHIÊN CỨU 2.1 Rủi ro tín dụng 2.1.1 Khái niệm 2.1.2 Các hình thức biểu rủi ro tín dụng 2.2 Lợi nhuận ngân hàng 2.2.1 Khái niệm 2.2.2 Các tiêu đo lƣờng lợi nhuận 2.2.2.1 Chỉ tiêu tuyệt đối………………………………… …….………… 2.2.2.2 Chỉ tiêu tƣơng đối ………………………………………….…….… 2.3 Mối quan hệ rủi ro tín dụng lợi nhuận ngân hàng 2.3.1 Mối quan hệ rủi ro lợi nhuận 2.3.2 Mối quan hệ rủi ro tín dụng lợi nhuận ngân hàng 2.4 Lƣợc khảo số nghiên cứu có liên quan mối quan hệ rủi ro tín dụng lợi nhuận ngân hàng giới Việt Nam 11 2.4.1 Một số nghiên cứu cho thấy mối quan hệ ngƣợc chiều rủi ro tín dụng lợi nhuận ngân hàng 12 2.4.2 Một số nghiên cứu cho thấy mối quan hệ chiều rủi ro tín dụng lợi nhuận ngân hàng 15 2.4.3 Một số nghiên cứu không tìm thấy mối quan hệ rủi ro tín dụng lợi nhuận ngân hàng 17 CHƢƠNG 3: THỰC TRẠNG VỀ MỐI QUAN HỆ GIỮA RỦI RO TÍN DỤNG VÀ LỢI NHUẬN CỦA CÁC NHTM VIỆT NAM GIAI ĐOẠN 2006 - 2015 20 3.1 Thực trạng tình hình tăng trƣởng tín dụng ngân hàng giai đoạn 2006 2015 20 3.2 Thực trạng tình hình nợ xấu ngân hàng giai đoạn 2006 – 2015 23 3.3 Thực trạng hiệu hoạt động kinh doanh ngân hàng giai đoạn 2006 – 2015 27 3.3.1 Tình hình lợi nhuận ròng ngân hàng thƣơng mại 27 3.3.2 Thực trạng mối quan hệ rủi ro tín dụng tỷ suất lợi nhuận ngân hàng 32 CHƢƠNG 4: MÔ HÌNH, PHƢƠNG PHÁP VÀ KẾT QUẢ NGHIÊN CỨU 36 4.1 Mô hình nghiên cứu 36 4.2 Mô tả biến đƣợc sử dụng mô hình 38 4.2.1 Biến phụ thuộc 38 4.2.2 Biến đo lƣờng rủi ro tín dụng 39 4.2.3 Các biến kiểm soát mô hình 40 4.3 Phƣơng pháp nghiên cứu 44 4.4 Dữ liệu nghiên cứu 45 4.4.1 Mẫu nghiên cứu 45 4.4.2 Nguồn liệu nghiên cứu 46 4.5 Kết nghiên cứu 46 4.5.1 Thống kê mô tả 46 4.5.2 Phân tích tƣơng quan 49 4.5.3 Kiểm tra tƣợng đa cộng tuyến 50 4.5.4 Kết hồi quy mô hình 51 4.5.4.1 Kết hồi quy mô hình (1.a)………………… ……….…………51 4.5.4.2 Kết hồi quy mô hình (1.b) …………………………….…….…55 4.5.4.3 Kết hồi quy mô hình (2.a) ……………… ……….……… …58 4.5.4.4 Kết hồi quy mô hình (2.b) ………………………….…….……61 4.5.5 Thảo luận kết hồi quy 63 CHƢƠNG 5: KẾT LUẬN 70 5.1 Kết luận chung đề tài nghiên cứu 70 5.2 Đề xuất số sách 71 5.2.1 Kiểm soát rủi ro tín dụng 71 5.2.2 Mở rộng quy mô tài sản ngân hàng 73 5.2.3 Tăng cƣờng nắm giữ nhiều tài sản có tính khoản cao 74 5.2.4 Tăng cƣờng khả quản lý kiểm soát chi phí hoạt động 74 5.3 Hạn chế đề tài gợi ý hƣớng nghiên cứu 75 5.3.1 Hạn chế đề tài 75 5.3.2 Gợi ý hƣớng nghiên cứu 75 TÀI LIỆU THAM KHẢO PHỤ LỤC DANH MỤC CÁC TỪ VIẾT TẮT STT Ký hiệu Ý nghĩa CTI Tỷ lệ chi phí hoạt động thu nhập hoạt động ETA Vốn chủ sở hữu tổng tài sản FEM Mô hình tác động cố định FGLS Phƣơng pháp bình phƣơng tối thiểu tổng quát khả thi LIQ Tài sản có tính khoản nhanh tổng tài sản LLPR Tỷ lệ chi chi phí dự phòng rủi ro tín dụng tổng dƣ nợ LTA Dƣ nợ cho vay tổng tài sản NHNN Ngân hàng Nhà nƣớc NHTM Ngân hàng thƣơng mại 10 NHTMCP Ngân hàng thƣơng mại cổ phần 11 NHTMNN Ngân hàng thƣơng mại Nhà nƣớc 12 NIM Thu nhập lãi cận biên 13 NPLR Tỷ lệ nợ xấu tổng dƣ nợ 14 REM Mô hình tác động ngẫu nhiên 15 ROA Lợi nhuận sau thuế tổng tài sản 16 ROE Lợi nhuận sau thuế vốn chủ sở hữu 17 SIZE Quy mô ngân hàng 18 VAMC Công ty Quản lý tài sản tổ chức tín dụng Việt Nam DANH MỤC CÁC BẢNG BIỂU Ký hiệu Tên bảng Trang Bảng 3.1 Tốc độ tăng trƣởng tín dụng 17 NHTM Việt Nam 21 Bảng 3.2 Tỷ lệ nợ xấu/Tổng dƣ nợ 17 NHTM giai đoạn 2006 - 2015 25 Tốc độ tăng trƣởng lợi nhuận sau thuế 17 NHTM Việt 27 Bảng 3.3 Nam Tỷ lệ chi phí dự phòng rủi ro/tổng dƣ nợ (LLPR) 17 30 Bảng 3.4 NHTM Việt Nam Bảng 4.1 Mô tả biến 37 Bảng 4.2 Danh sách ngân hàng mẫu nghiên cứu 46 Phân tích mô tả liệu ngân hàng giai đoạn 2006 - 47 Bảng 4.3 2015 Bảng 4.4 Ma trận tƣơng quan biến mô hình nghiên cứu 49 Bảng 4.5 Chỉ số VIF mô hình (Với biến NPLR – Rủi ro tín dụng) 50 Bảng 4.6 Chỉ số VIF mô hình (Với biến LLPR – Rủi ro tín dụng) 50 Bảng 4.7 Kết hồi quy mô hình (1.a) theo Pooled OLS, FEM, REM 51 Bảng 4.8 Kết hồi quy mô hình (1.a) theo phƣơng pháp FGLS 53 Bảng 4.9 Kết hồi quy mô hình (1.b) theo Pooled OLS, FEM, REM 55 Bảng 4.10 Kết hồi quy mô hình (1.b) theo phƣơng pháp FGLS 57 Bảng 4.11 Kết hồi quy mô hình (2.a) theo Pooled OLS, FEM, REM 57 Bảng 4.12 Kết hồi quy mô hình (2.a) theo phƣơng pháp FGLS 60 Bảng 4.13 Kết hồi quy mô hình (2.b) theo Pooled OLS, FEM, REM 61 Bảng 4.14 Kết hồi quy mô hình (2.b) theo phƣơng pháp FGLS 63 Bảng 4.15 Bảng tổng hợp kết hồi quy 63 DANH MỤC CÁC HÌNH VẼ Ký hiệu Tên hình hình Hình 3.1 Hình 3.2 Hình 3.3 Hình 3.4 Hình 3.5 Hình 3.6 Hình 3.7 Dƣ nợ cho vay 17 NHTM giai đoạn 2006 – 2015 Tỷ lệ nợ xấu/Tổng dƣ nợ trung bình trung bình giai đoạn 2006 - 2015 Thể xử lý nợ xấu qua VAMC Tỷ lệ chi phí dự phòng rủi ro tín dụng/Tổng dƣ nợ (LLPR) trung bình giai đoạn 2006 - 2015 Tỷ lệ chi phí hoạt động/Thu nhập hoạt động trung bình giai đoạn 2006 - 2015 Thể tỷ lệ nợ xấu/Tổng dƣ nợ (NPLR) (ROA, ROE) trung bình giai đoạn 2006 - 2015 Thể chi phí dự phòng rủi ro tín dụng/Tổng dƣ nợ (LLPR) (ROA, ROE) trung bình giai đoạn 2006 - 2015 Trang 20 23 26 29 31 32 33 CHƢƠNG 1: GIỚI THIỆU VẤN ĐỀ NGHIÊN CỨU 1.1 Lý chọn đề tài Tín dụng hoạt động hoạt động mang lại nguồn thu nhập chủ yếu cho NHTM Tuy nhiên, thực nghiệp vụ cho vay ngân hàng thƣơng mại phải đối mặt với số rủi ro rủi ro tín dụng Do đó, việc phân tích, đánh giá đo lƣờng rủi ro tín dụng đƣợc ngân hàng quan tâm Bởi rủi ro tín dụng có khả tác động đến lợi nhuận ngân hàng, nhƣ ngân hàng có rủi ro tín dụng cao có khả ngân hàng phải đối mặt với nguy giảm lợi nhuận không thu hồi đƣợc vốn gốc lãi vay từ khách hàng Và không kiểm soát đƣợc rủi ro lâu dài ảnh hƣởng lớn đến trì hoạt động ngân hàng nói riêng, từ tác động nghiêm trọng đến toàn hệ thống ngân hàng kinh tế nói chung Sau khủng hoảng tài suy thoái kinh tế toàn cầu, hệ thống ngân hàng đứng trƣớc nhiều khó khăn: số khó khăn trội số phải kể đến vấn đề nợ xấu Bằng chứng cho thấy có nhiều ngân hàng giới công bố khoản nợ xấu khoản thua lỗ lớn, có nhiều ngân hàng giới dẫn đến phá sản Vấn đề đƣợc đặt liệu rủi ro tín dụng có phải nguyên nhân làm lợi nhuận ngân hàng suy giảm hay không? Và thực lợi nhuận ngân hàng rủi ro tín dụng có mối quan hệ nhƣ nào? Cho đến nay, giới có nhiều nghiên cứu thực nghiệm có liên quan đến tác động rủi ro tín dụng đến lợi nhuận ngân hàng Tuy nhiên, kết tìm thấy có không thống nghiên cứu Nhƣ Alexiou and Sofoklis (2009), Hosna et al (2009), Kargi (2011)… tìm thấy tác động ngƣợc chiều rủi ro tín dụng lợi nhuận ngân hàng Bên cạnh đó, Boahene et al (2012); Afriyie and Akotey (2013)… lại tìm thấy chứng thực nghiệm cho thấy mối quan hệ rủi ro tín dụng lợi nhuận chiều Tuy nhiên, số nghiên cứu tìm thấy mối quan hệ rõ ràng rủi ro tín dụng lợi nhuận nhƣ: Kithiji (2010); Mohammed Bayyoud and Nermeen Sayyad (2015) PHỤ LỤC 07: KẾT QUẢ HỒI QUY MÔ HÌNH 2.a Kết hồi quy mô hình 2.a theo POOL reg roa llpr lta eta liq cti size nim Source SS df MS Model Residual 41.7718571 16.9216029 162 5.96740815 104454339 Total 58.6934599 169 347298579 roa Coef llpr lta eta liq cti size nim _cons -.2892484 -.002025 0172225 -.0014676 -.0256781 0191377 2000722 1.562076 Std Err .0401933 0027346 0056239 0032743 0020645 0293088 0304542 5147751 Number of obs F( 7, 162) Prob > F R-squared Adj R-squared Root MSE t P>|t| -7.20 -0.74 3.06 -0.45 -12.44 0.65 6.57 3.03 0.000 0.460 0.003 0.655 0.000 0.515 0.000 0.003 = = = = = = 170 57.13 0.0000 0.7117 0.6992 32319 [95% Conf Interval] -.3686187 -.0074252 0061168 -.0079335 -.0297548 -.0387388 1399339 5455419 -.2098781 0033751 0283282 0049982 -.0216013 0770141 2602105 2.578611 Kết hồi quy mô hình 2.a theo FEM xtreg roa llpr lta eta liq cti size nim,fe Fixed-effects (within) regression Group variable: manh Number of obs Number of groups = = 170 17 R-sq: Obs per group: = avg = max = 10 10.0 10 within = 0.6657 between = 0.6327 overall = 0.6438 corr(u_i, Xb) F(7,146) Prob > F = 0.1431 roa Coef llpr lta eta liq cti size nim _cons -.3147686 -.0094484 0154178 -.0006673 -.0236821 0236237 141012 2.000792 0462727 0039711 0064072 0039518 0023648 0523082 0353692 8094574 sigma_u sigma_e rho 21363296 30694434 32633378 (fraction of variance due to u_i) F test that all u_i=0: Std Err F(16, 146) = t P>|t| = = -6.80 -2.38 2.41 -0.17 -10.01 0.45 3.99 2.47 2.10 0.000 0.019 0.017 0.866 0.000 0.652 0.000 0.015 41.53 0.0000 [95% Conf Interval] -.4062195 -.0172966 0027549 -.0084775 -.0283557 -.0797555 0711103 4010248 -.2233177 -.0016002 0280806 0071428 -.0190084 1270028 2109137 3.60056 Prob > F = 0.0111 Kết hồi quy mô hình 2.a theo REM xtreg roa llpr lta eta liq cti size nim Random-effects GLS regression Group variable: manh Number of obs Number of groups = = 170 17 R-sq: Obs per group: = avg = max = 10 10.0 10 within = 0.6376 between = 0.9426 overall = 0.7117 corr(u_i, X) Wald chi2(7) Prob > chi2 = (assumed) roa Coef Std Err z llpr lta eta liq cti size nim _cons -.2892484 -.002025 0172225 -.0014676 -.0256781 0191377 2000722 1.562076 0401933 0027346 0056239 0032743 0020645 0293088 0304542 5147751 sigma_u sigma_e rho 30694434 (fraction of variance due to u_i) -7.20 -0.74 3.06 -0.45 -12.44 0.65 6.57 3.03 P>|z| 0.000 0.459 0.002 0.654 0.000 0.514 0.000 0.002 = = 399.91 0.0000 [95% Conf Interval] -.3680258 -.0073848 0061998 -.0078852 -.0297243 -.0383065 1403832 5531358 -.210471 0033348 0282452 0049499 -.0216318 0765818 2597613 2.571017 Kiểm định Hausman – Test hausman FEM2a REM2a Coefficients (b) (B) FEM2a REM2a llpr lta eta liq cti size nim -.3147686 -.0094484 0154178 -.0006673 -.0236821 0236237 141012 -.2892484 -.002025 0172225 -.0014676 -.0256781 0191377 2000722 (b-B) Difference -.0255202 -.0074234 -.0018047 0008003 001996 004486 -.0590602 sqrt(diag(V_b-V_B)) S.E .0229274 0028794 0030698 0022126 0011533 0433261 0179868 b = consistent under Ho and Ha; obtained from xtreg B = inconsistent under Ha, efficient under Ho; obtained from xtreg Test: Ho: difference in coefficients not systematic chi2(7) = (b-B)'[(V_b-V_B)^(-1)](b-B) = 27.93 Prob>chi2 = 0.0002 (V_b-V_B is not positive definite) Kiểm định phƣơng sai sai số thay đổi xttest3 Modified Wald test for groupwise heteroskedasticity in fixed effect regression model H0: sigma(i)^2 = sigma^2 for all i chi2 (17) = Prob>chi2 = 3644.65 0.0000 Kiểm định tự tƣơng quan xtserial roa llpr lta eta liq cti size nim Wooldridge test for autocorrelation in panel data H0: no first-order autocorrelation F( 1, 16) = 3.391 Prob > F = 0.0842 Kết hồi quy mô hình 2.a theo FGLS xtgls roa llpr lta eta liq cti size nim, panel(h) Cross-sectional time-series FGLS regression Coefficients: Panels: Correlation: generalized least squares heteroskedastic no autocorrelation Estimated covariances = Estimated autocorrelations = Estimated coefficients = roa Coef llpr lta eta liq cti size nim _cons -.2936448 -.0016629 0165157 002124 -.0221767 0544402 2158445 8110611 17 Std Err .0207451 001542 0027657 0018383 0012984 0155476 0162985 2854645 Number of obs Number of groups Time periods Wald chi2(7) Prob > chi2 z -14.15 -1.08 5.97 1.16 -17.08 3.50 13.24 2.84 P>|z| 0.000 0.281 0.000 0.248 0.000 0.000 0.000 0.004 = = = = = 170 17 10 900.69 0.0000 [95% Conf Interval] -.3343045 -.0046852 0110949 -.0014791 -.0247215 0239675 1839001 251561 -.2529852 0013593 0219364 0057271 -.0196318 0849129 2477889 1.370561 PHỤ LỤC 08: KẾT QUẢ HỒI QUY MÔ HÌNH 2.b Kết hồi quy mô hình 2.b theo POOL reg roe llpr lta eta liq cti size nim Source SS df MS Model Residual 5109.65225 2016.42849 162 729.950322 12.4470894 Total 7126.08074 169 42.1661582 roe Coef llpr lta eta liq cti size nim _cons -2.919791 -.0195662 -.3915299 0573265 -.2604569 1.051356 1.985769 11.26487 Std Err .4387572 0298519 061392 0357432 022536 3199398 332443 5.619377 Number of obs F( 7, 162) Prob > F R-squared Adj R-squared Root MSE t P>|t| -6.65 -0.66 -6.38 1.60 -11.56 3.29 5.97 2.00 0.000 0.513 0.000 0.111 0.000 0.001 0.000 0.047 = = = = = = 170 58.64 0.0000 0.7170 0.7048 3.528 [95% Conf Interval] -3.786211 -.0785153 -.5127617 -.0132562 -.3049591 4195658 1.329289 1681933 -2.05337 0393828 -.2702981 1279092 -.2159547 1.683146 2.64225 22.36154 Kết hồi quy mô hình 2.b theo FEM xtreg roe llpr lta eta liq cti size nim,fe Fixed-effects (within) regression Group variable: manh Number of obs Number of groups = = 170 17 R-sq: Obs per group: = avg = max = 10 10.0 10 within = 0.7075 between = 0.3527 overall = 0.5748 corr(u_i, Xb) F(7,146) Prob > F = 0.0065 roe Coef llpr lta eta liq cti size nim _cons -3.267654 -.1531463 -.3863603 0430703 -.2161503 0137241 1.856682 28.48021 4507543 0386832 0624142 0384957 0230359 5095477 3445401 7.885129 sigma_u sigma_e rho 3.2832742 2.9900225 5466441 (fraction of variance due to u_i) F test that all u_i=0: Std Err F(16, 146) = t P>|t| = = -7.25 -3.96 -6.19 1.12 -9.38 0.03 5.39 3.61 4.97 0.000 0.000 0.000 0.265 0.000 0.979 0.000 0.000 50.44 0.0000 [95% Conf Interval] -4.158501 -.2295977 -.5097122 -.0330104 -.2616772 -.9933184 1.175751 12.89646 -2.376808 -.0766949 -.2630083 1191511 -.1706235 1.020767 2.537612 44.06395 Prob > F = 0.0000 Kết hồi quy mô hình 2.b theo REM xtreg roe llpr lta eta liq cti size nim Random-effects GLS regression Group variable: manh Number of obs Number of groups = = 170 17 R-sq: Obs per group: = avg = max = 10 10.0 10 within = 0.6852 between = 0.7563 overall = 0.7025 corr(u_i, X) Wald chi2(7) Prob > chi2 = (assumed) roe Coef Std Err z llpr lta eta liq cti size nim _cons -2.977793 -.0577315 -.3529507 0691298 -.2466715 9188319 1.876307 13.69544 4436682 0325738 0605559 0360392 0223537 3818665 3373087 6.306652 sigma_u sigma_e rho 1.3604595 2.9900225 1715166 (fraction of variance due to u_i) -6.71 -1.77 -5.83 1.92 -11.03 2.41 5.56 2.17 P>|z| = = [95% Conf Interval] 0.000 0.076 0.000 0.055 0.000 0.016 0.000 0.030 -3.847366 -.121575 -.4716382 -.0015057 -.2904839 1703874 1.215194 1.334634 Kiểm định Hausman – Test Correlated Random Effects - Hausman Test Equation: Untitled Test cross-section random effects Chi-Sq Statistic Chi-Sq d.f Prob 28.763543 0.0002 Random Var(Diff.) Prob -2.976656 1.876133 0.069149 -0.353171 -0.057747 -0.246652 0.915946 0.029702 0.018425 0.000337 0.000664 0.000561 0.000090 0.131153 0.0917 0.8863 0.1552 0.1941 0.0001 0.0013 0.0124 Test Summary Cross-section random Cross-section random effects test comparisons: Variable LLPR NIM LIQ LEVERAGE CRR COST ASSET Fixed -3.267268 1.856730 0.043055 -0.386626 -0.153218 -0.216105 0.009886 Cross-section random effects test equation: Dependent Variable: ROE Method: Panel Least Squares 363.63 0.0000 -2.108219 0061119 -.2342633 1397652 -.2028591 1.667276 2.53742 26.05625 Kiểm định phƣơng sai sai số thay đổi xttest3 Modified Wald test for groupwise heteroskedasticity in fixed effect regression model H0: sigma(i)^2 = sigma^2 for all i chi2 (17) = Prob>chi2 = 265.27 0.0000 Kiểm định tự tƣơng quan xtserial roe llpr lta eta liq cti size nim Wooldridge test for autocorrelation in panel data H0: no first-order autocorrelation F( 1, 16) = 11.214 Prob > F = 0.0041 Kết roe hồi quy FGLSnim, xtgls llprmô ltahình eta 2.b liq theo cti size panel(h) corr(1) Cross-sectional time-series FGLS regression Coefficients: Panels: Correlation: generalized least squares heteroskedastic common AR(1) coefficient for all panels Estimated covariances = Estimated autocorrelations = Estimated coefficients = roe Coef llpr lta eta liq cti size nim _cons -2.393445 0041733 -.2686833 0667505 -.2414217 1.103215 1.443649 8.434524 17 Std Err .3698806 0250794 0433758 0282935 017901 2740633 2486758 4.43665 (0.3277) Number of obs Number of groups Time periods Wald chi2(7) Prob > chi2 z -6.47 0.17 -6.19 2.36 -13.49 4.03 5.81 1.90 P>|z| 0.000 0.868 0.000 0.018 0.000 0.000 0.000 0.057 = = = = = 170 17 10 473.85 0.0000 [95% Conf Interval] -3.118398 -.0449814 -.3536984 0112963 -.2765069 5660605 956253 -.2611509 -1.668492 053328 -.1836682 1222048 -.2063365 1.640369 1.931044 17.1302 PHỤ LỤC 09: THỰC TRẠNG VỀ QUY MÔ TỔNG TÀI SẢN CỦA CÁC NHTM VIỆT NAM GIAI ĐOẠN 2006 – 2015 Có nhiều nghiên cứu trƣớc cho thấy rằng, việc rộng quy mô tài sản có ảnh hƣởng lớn đến lợi nhuận ngân hàng Nhiều nghiên cứu cho thấy ngân hàng có quy mô lớn tận dụng khai thác đƣợc lợi kinh tế theo quy mô giảm đƣợc chi phí cung cấp sản phẩm dịch vụ cho khách hàng với mức giá thấp hơn, từ nâng cao lợi nhuận khả cạnh tranh ngân hàng (Kosak and Cok, 2008; Demirgüç-Kunt and Huizinga, 2010) Do đó, việc xem xét biến động quy mô ngân hàng NHTM Việt Nam giai đoạn nghiên cứu 2006 – 2015 cần thiết ĐVT: tỷ đồng 900000 800000 2006 700000 2007 600000 2008 500000 2009 400000 2010 300000 2011 200000 2012 100000 2013 2014 2015 Hình PL.1: Thể tổng tài sản 17 NHTM Việt Nam Nguồn: Dữ liệu nghiên cứu từ BankScope Nhìn chung, tổng tài sản hầu hết ngân hàng có gia tăng qua năm giai đoạn 2006 – 2015 Tiêu điểm ba ngân hàng thƣơng mại CTG, VCB, BID (nhóm NHTMNN) có quy mô tổng tài sản cao hẳn so với ngân hàng thƣơng mại cổ phần lại (Hình PL.1) Bảng PL.1: Tốc độ tăng quy mô tổng tài sản ngân hàng qua năm ĐVT: % Ngân hàng 2007 2008 2009 2010 2011 CTG 22,64 16,54 25,93 50,84 25,21 VCB 18,09 12,53 15,04 20,40 BID 27,32 22,41 20,25 STB 160,62 5,99 MBB 117,64 SHB 2013 2014 2015 9,36 14,47 14,73 17,88 19,21 13,03 13,15 23,03 16,88 23,56 10,78 19,48 13,12 18,59 30,80 51,99 46,50 -7,16 7,53 6,09 17,61 54,13 49,70 55,61 58,86 26,64 26,49 2,72 11,15 10,25 835,49 16,28 91,01 85,78 39,11 64,16 23,24 17,69 21,10 ACB 91,25 23,32 59,42 22,17 37,01 -37,26 -5,51 7,81 12,16 VPBank 79,38 2,81 47,70 117,14 38,48 23,97 18,11 34,62 18,77 129,07 50,50 55,96 62,17 19,71 -0,22 -11,43 10,90 8,98 EIB 83,93 43,12 35,65 100,33 40,01 -7,31 -0,19 -5,71 -22,04 MSB 106,18 85,70 95,80 80,55 -0,83 -3,89 -2,56 -2,56 -0,05 SeABank 157,26 -15,14 37,40 80,55 83,00 -25,74 6,39 0,40 5,70 ABBank 451,53 -21,43 96,52 43,36 9,28 10,76 25,24 17,07 -4,58 NCB 779,07 10,12 71,38 7,10 12,39 -4,05 34,70 26,70 30,93 SGB 64,08 10,02 5,98 41,56 -8,61 -3,34 -1,13 7,75 12,17 HDBank 244,33 -30,85 100,12 79,79 30,93 17,23 63,36 15,42 6,99 VIB 137,83 -11,67 63,12 65,67 3,33 -32,93 18,23 4,93 4,52 Techcombank 2012 Nguồn: Dữ liệu nghiên cứu từ BankScope Xét tốc độ gia tăng quy mô tổng tài sản giai đoạn 2006 – 2015, có đặc điểm sau: Giai đoạn 2007 – 2011 Năm 2007, năm kinh tế tăng trƣởng cao, thị trƣờng chứng khoán thị trƣởng bất động sản phát triển mạnh tạo điều kiện thuận lợi cho ngân hàng đầu tƣ vào tài sản sinh lời cao Do vậy, quy mô tổng tài sản ngân hàng tăng với tốc độ nhanh chóng so với năm 2006, chẳng hạn nhƣ: SHB (tăng 835,49%), NCB (tăng 779,07%), ABBank (tăng 451,53%), HDBank (tăng 244,33%), STB (tăng 160,62%), SeABank (tăng 157,26%), VIB (tăng 137%), Techcombank (tăng 129,07%), MBB (tăng 117,64%) … Tuy nhiên, đến năm 2008 kinh tế chịu ảnh hƣởng từ khủng hoảng kinh tế giới làm tốc độ tăng trƣởng quy mô tổng tài sản hầu hết ngân hàng có xu hƣớng thấp so năm 2007 Thậm chí có số ngân hàng (chủ yếu ngân hàng có quy mô nhỏ) có tốc độ tăng trƣởng tài sản âm so với năm 2007 nhƣ: SeABank (giảm 15.14%), ABBank (giảm 21,43%), HDBank (giảm 30,85%), VIB (giảm 11,67%) Tiếp đến, giai đoạn năm 2009 – 2010, tình hình tăng trƣởng quy mô tổng tài sản gia tăng trở lại, ngân hàng có tốc độ tăng trƣởng dƣơng Điều đƣợc giải thích giai đoạn kinh tế thị trƣờng chứng khoán bắt đầu phục hổi trở lại sau khủng hoảng kinh tế giới năm 2008 Điều đó, tạo điều kiện ngân hàng mở rộng hoạt động cho vay đầu tƣ vào tài sản sinh lời khác Giai đoạn 2012 -2015: Tổng tài sản ngân hàng tiếp tục gia tăng năm Tuy nhiên, giai đoạn số ngân hàng có tốc độ tăng trƣởng quy mô tổng tài sản âm, đáng ý EIB, MSB hai ngân hàng tổng tài sản sụt giảm liên tục năm từ 2012 – 2015 Tính đến năm 2015, ba ngân hàng thƣơng mại CTG, VCB, BID (thuộc nhóm NHTMNN) tiếp tục dẫn đầu quy mô tổng tài sản Đứng đầu ngân hàng BID có giá trị tài sản 850669,60 tỷ đồng, thứ hai CTG với tổng tài sản trị giá 779483,50 tỷ đồng, thứ ba VCB với tổng tài sản 674394,60 tỷ đồng Còn xét khối nhóm NHTMCP STB, MBB, SHB, ACB, VPBank, Techcombank ngân hàng có quy mô tổng tài sản vƣợt trội hẳn so với NHTMCP lại Trong đó, dẫn đầu quy mô khối nhóm NHTMCP ngân hàng STB với tổng giá trị tài sản 292542,30 tỷ đồng, thứ hai ngân hàng MBB với quy mô 221041,99 tỷ đồng thứ ba ngân hàng SHB với quy mô 204704,14 tỷ đồng (Hình PL.2) ĐVT: tỷ đồng VIB HDBank SGB NCB ABBank SeABank MSB EIB Techcombank VPBank ACB SHB MBB STB BID VCB CTG 2015 200000 400000 600000 800000 1000000 Hình 3.2: Thể tổng tài sản 17 NHTM Việt Nam năm 2015 Nguồn: Dữ liệu nghiên cứu từ BankScope PHỤ LỤC 10: THỰC TRẠNG VỀ TỐC ĐỘ GIA TĂNG VỐN CHỦ SỞ HỮU CỦA CÁC NHTM VIỆT NAM GIAI ĐOẠN 2006 – 2015 Cho đến có nhiều nghiên cứu lý thuyết lẫn nghiên cứu thực nghiệm cho thấy vốn chủ sở hữu nhân tố có tác động đáng kể tới lợi nhuận ngân hàng Rất nghiều chứng vốn chủ sở hữu cao giúp ngân hàng bù đắp đƣợc thiệt hại phát sinh, đảm bảo cho an toàn hoạt động ngân hàng giảm thiểu đƣợc rủi ro ngân hàng dẫn đến nguy phá sản thấp Hơn nữa, ngân hàng nắm giữ vốn chủ sở hữu cao có nhiều hội để chủ động nắm bắt hội kinh doanh tốt tiếp cận với nguồn vốn với mức giá rẻ Từ đó, ngân hàng có nhiều hội việc cải thiện nâng cao lợi nhuận Do đó, thay đổi quy mô vốn chủ sở hữu yếu tố cần thiết phải đƣợc xem xét nghiên cứu (Bourke, 1989; Trần Việt Dũng, 2014) ĐVT: tỷ đồng 60000 50000 40000 2006 2007 2008 30000 2009 2010 20000 2011 2012 10000 2013 2014 2015 Hình PL.3: Vốn chủ sở hữu 17 NHTM giai đoạn 2006 – 2015 Nguồn: Dữ liệu nghiên cứu từ BankScope Top ngân hàng có nguồn vốn chủ sở hữu cao thuộc ba ngân hàng thƣơng mại nhà nƣớc, CTG, VCB, BID Trong suốt giai đoạn nghiên cứu từ 2006 – 2015, ba ngân hàng chiếm ƣu quy mô tài sản ngân hàng có vốn chủ sở hữu cao hẳn so với ngân hàng lại (nhóm ngân hàng TMCP) (Hình PL.3) Bảng PL.2: Tốc độ tăng vốn chủ sở hữu 17 NHTM Việt Nam Đơn vị tính: % Ngân hàng 2007 2008 2009 2010 2011 2012 2013 2014 2015 CTG 88,85 15,87 3,58 44,02 55,95 17,91 60,42 1,79 1,54 VCB 20,43 3,21 19,72 24,00 38,00 44,88 2,01 2,20 3,91 BID 97,54 54,16 30,82 38,15 0,94 8,56 20,93 4,07 25,98 STB 156,06 5,56 38,90 36,36 -1,01 -5,83 24,56 5,86 25,00 MBB 157,07 31,74 60,28 29,96 5,71 31,39 16,09 9,18 35,19 SHB 326,06 4,05 6,63 73,07 39,39 63,08 8,94 1,20 7,39 ACB 268,89 24,11 30,13 12,57 5,12 5,56 -0,95 -0,85 3,15 VPBank 160,98 7,88 8,31 104,27 15,21 11,89 15,17 16,22 49,09 Techcombank 106,39 67,51 25,18 25,81 59,75 6,73 7,57 5,09 5,74 EIB 223,36 104,04 3,96 1,18 20,66 -3,01 -7,16 -10,63 0,19 MSB 136,93 -0,55 89,68 78,07 50,13 -4,31 3,55 0,35 44,15 SeABank 218,93 19,68 36,05 4,78 -3,60 0,82 2,58 -0,77 1,53 ABBank 108,29 59,55 13,50 3,63 1,52 3,75 17,23 -0,51 1,31 NCB 11,11 85,86 8,35 73,44 59,02 -0,99 0,61 0,25 0,18 SGB 53,67 2,67 31,63 82,25 -6,27 7,10 -1,10 -0,42 -2,72 5,27 125,80 7,39 31,26 50,47 52,04 59,21 7,12 6,99 83,42 5,04 28,46 123,87 23,77 3,38 -5,37 6,49 1,30 HDBank VIB Nguồn: Dữ liệu nghiên cứu từ BankScope Xét tốc độ tăng quy mô vốn chủ sở hữu ngân hàng giai đoạn từ 2007 – 2015: Giai đoạn 2007 – 2011 Nhìn bảng PL.2, giai đoạn từ 2007 – 2011, vốn chủ sở hữu ngân hàng năm qua tăng nhanh Đặc biệt, năm 2007 hầu hết ngân hàng có gia tăng mạnh vốn chủ sở hữu, số có nhiều ngân hàng TMCP có tỷ lệ gia tăng vốn chủ sở hữu cao 100% nhƣ: SHB (tăng 326,06%), ACB (tăng 268,89%), EIB (tăng 223,36%), SeABank (tăng 218,93%), VPBank (tăng 160,98%), STB (tăng 156,06%), MBB (tăng 157,07%), MSB (tăng 136,93%), Techcombank (tăng 106.39%)… Vốn chủ sở hữu có xu hƣớng tăng liên tục giai đoạn 2007 - 2011 đƣợc lý giải nguyên nhân sau: Thứ là, năm 2007 năm đánh dấu kiện quan trọng, Việt Nam thức đƣợc chấp thuận gia nhập WTO Việc gia nhập WTO không mở cho Việt Nam nhiều hội để mở rộng thị trƣờng nƣớc ngoài, đồng thời phải đối mặt với thách thức Và thách thức lớn phải kể đến tạo sức ép cạnh tranh lớn Việt Nam gia nhập WTO lúc có xâm nhập mạnh ngân hàng nƣớc vào nƣớc Tuy nhiên, quy mô tài sản vốn chủ sở hữu ngân hàng Việt Nam nhỏ so với ngân hàng khu vực giới, ngân hàng thƣơng mại Việt Nam buộc phải đứng trƣớc chạy đua gia tăng vốn chủ sở hữu nhằm đầu tƣ nâng cao sở hạ tầng (xây dựng trụ sở mở rộng mạng lƣới chi nhánh, đầu tƣ cho công nghệ …), nâng cao lực tài chính, giữ vững đƣợc thị phần trƣớc cạnh tranh ngân hàng nƣớc thâm nhập vào thị trƣờng Việt Nam… Nguyên nhân thứ hai là, theo nhƣ văn qui định Chính phủ, Ngân hàng Nhà nƣớc (NHNN) yêu cầu tăng vốn điều lệ tối thiểu: NHTMCP phải đáp ứng đƣợc yêu cầu vốn tối thiểu theo luật định 1.000 tỷ vào năm 2008 3.000 tỷ vào năm 2010, NHTMNN phải đáp ứng đƣợc yêu cầu vốn tối thiểu theo luật định 3.000 tỷ vào năm 2008 đảm bảo hệ số an toàn vốn (hệ số CAR) Do đó, buộc ngân hàng phải chạy đua tăng vốn nhằm đáp ứng đƣợc yêu cầu (theo Nghị định 141-CP/2006 Thông tƣ 13/2010-TT/NHNN liên quan đến tỷ lệ an toàn vốn tối thiểu) Giai đoạn 2012 – 2015 Vốn chủ sở hữu hầu hết ngân hàng tiếp tục tăng nhằm gia tăng lực tài chính, đảm bảo hệ số an toàn vồn đồng thời giai đoạn NHNN tiến hành trình tái cấu ngành theo đề án: “Cơ cấu lại hệ thống tổ chức tín dụng giai đoạn 2011 - 2015” đƣợc ban hành theo Quyết định 254/QĐ-TTg ngày 1/3/2011 Theo đó, thực sáp nhập ngân hàng nhỏ để tạo ngân hàng lớn Cụ thể: Ngân hàng Phát triển Nhà Hà Nội (Habubank) sáp nhập vào NHTMCP Sài Gòn Hà Nội (SHB) (vào năm 2012); NHTMCP Phát triển Nhà Đồng sông Cửu Long (MHB) đƣợc sáp nhập vào BIDV (vào 5/2015); NHTMCP Phát triển Mê Kông (MDB) sáp nhập vào MSB (vào tháng 8/2015)… Tuy nhiên, tốc độ gia tăng vốn chủ sở hữu giai đoạn 2012 - 2015 thấp nhiều so với giai đoạn 2007 - 2011 Đặc biệt, giai đoạn chứng kiến sụt giảm vốn chủ sở hữu số ngân hàng TMCP nhƣ: ACB giảm 0,95% vào năm 2013 tiếp tục giảm 0,85% vào 2014; hay EIB: giảm 3,01% vào năm 2012, sau tiếp tục giảm 7,16% vào năm 2013, đến năm 2014 lại tiếp tục giảm 10,63% Nguyên nhân sụt giảm vốn chủ sở hữu số ngân hàng giai đoạn 2012 – 2015 do: Thứ nhất, chất lƣợng tài sản suy giảm mạnh khiến chi phí dự phòng rủi ro tín dụng tăng cao, làm ăn mòn lợi nhuận lũy kế từ giảm vốn chủ sở hữu Thứ hai, giai đoạn kinh tế tăng trƣởng chậm lại, có nhiều biến động, ngành Ngân hàng gặp phải hàng loạt khó khăn, cổ phiếu ngân hàng nhƣ cổ phiếu khác không kênh đầu tƣ hấp dẫn, nhà đầu tƣ cẩn trọng dè chừng việc đầu tƣ vào cổ phiếu, dẫn đến việc phân hóa rõ rệt nhóm ngân hàng, ngân hàng thuộc nhóm yếu lại khó khăn việc tăng vốn vốn chủ sở hữu Tính đến hết năm 2015, ba ngân hàng thƣơng mại nhà nƣớc ngân hàng dẫn đầu vốn chủ sở hữu (Hình PL.4) Đứng đầu ngân hàng CTG với quy mô vốn chủ sở hữu 56110,1 tỷ đồng; đứng thứ hai VCB (45172,3 tỷ đồng), thứ BID (42335,5 tỷ đồng) Còn xét khối nhóm ngân hàng TMCP đứng đầu ngân hàng MBB (23183,05 tỷ đồng), STB (22578,3 tỷ đồng), MSB (13616,2 tỷ đồng) ĐVT: tỷ đồng VIB HDBank SGB NCB ABBank SeABank MSB EIB Techcombank VPBank ACB SHB MBB STB BID VCB CTG 2015 2015 10000 20000 30000 40000 50000 60000 Hình PL.4: Vốn chủ sở hữu 17 NHTM năm 2015 Nguồn: Dữ liệu nghiên cứu từ BankScope ... tác động rủi ro tín dụng đến lợi nhuận ngân hàng định lựa chọn đề tài “MỐI QUAN HỆ GIỮA RỦI RO TÍN DỤNG VÀ LỢI NHUẬN NGÂN HÀNG: BẰNG CHỨNG THỰC NGHIỆM CỦA CÁC NGÂN HÀNG THƢƠNG MẠI VIỆT NAM làm... 2.3.1 Mối quan hệ rủi ro lợi nhuận 2.3.2 Mối quan hệ rủi ro tín dụng lợi nhuận ngân hàng 2.4 Lƣợc khảo số nghiên cứu có liên quan mối quan hệ rủi ro tín dụng lợi nhuận ngân hàng giới Việt. .. nhiều quan điểm chứng thực nghiệm khác mối quan hệ rủi ro tín dụng lợi nhuận ngân hàng: Có vài quan điểm nhƣ chứng cho thấy tồn mối quan hệ chiều rủi ro tín dụng lợi nhuận ngân hàng; có số chứng thực