Đề tài này tập trung nghiên cứu tác động của một số nhân tố bên ngoài và bên trong ngân hàng đối với nợ xấu, trong đó nhân tố trọng tâm là cấu trúc sở hữu, được đại diện bằng quyền dòng [r]
(1)QUYỀN DÒNG TIỀN VÀ NỢ XẤU NGÂN HÀNG THƯƠNG MẠI VIỆT NAM TS Lê Đạt Chí – Đại Học Kinh Tế Tp.HCM Th.sỹ Phan Thị Thanh Thủy – Ngân hàng OCB
TÓM TẮT
Mục tiêu nghiên cứu hướng đến kiểm định tác động quyền dòng tiền đến nợ xấu Sử dụng phương pháp ước lượng DGMM với liệu ngân hàng TMCP Việt Nam giai đoạn 2007-2014, nghiên cứu đưa chứng thực nghiệm nợ xấu ngân hàng cao quyền dịng tiền cổ đơng kiểm sốt nhỏ Kết ủng hộ quan điểm truyền thống Berle Means (1933), sở hữu phân tán dẫn đến hiệu hoạt động ngân hàng Nghiên cứu có ý nghĩa quan trọng sách giám sát hoạt động ngân hàng lựa chọn cấu trúc sở hữu ngân hàng thương mại để đảm bảo hệ thống ngân hàng vận hành an tồn với mức độ rủi ro tầm kiểm sốt
Từ khóa: nợ xấu, cấu trúc sở hữu, quyền kiểm sốt, quyền dịng tiền
CASH FLOW RIGHTS AND NON-PERFORMING LOANS IN VIETNAMESE COMMERCIAL BANKS
ABSTRACT
The aim of this research is to investigate the impact of cash flow rights on non-performing loans (NPLs) Using the DGMM estimation with a panel data of Vietnamese joint-stock commercial banks over the 2007-2014 period, the study provides empirical evidence that low levels of cash flow rights of the ultimate owner are associated with high levels of non-performing loans This finding supports the traditional view of Berle and Means (1933) that dispersed ownership reduces banks’ performance The result offers significant implication in making oversight polices of banking activities and choosing ownership structure of commercial banks to ensure a safely operated banking system under which the level of credit risks is to be controlled
(2)1 Giới thiệu
Năm 2015 năm cuối đề án tái cấu TCTD giai đoạn 2011-2015 Một nhiệm vụ hàng đầu đặt xử lý khối nợ xấu khổng lồ giúp lưu thơng dịng chảy tín dụng, mở đường cho hồi phục phát triển kinh tế Việt Nam Hơn lúc hết, nghiên cứu nợ xấu thời điểm có ý nghĩa thực tiễn mang tính thời Đề tài tập trung nghiên cứu tác động số nhân tố bên bên ngân hàng nợ xấu, nhân tố trọng tâm cấu trúc sở hữu, đại diện quyền dịng tiền nhóm cổ đơng kiểm sốt ngân hàng Quyền dòng tiền sử dụng nghiên cứu có ưu so với quyền kiểm sốt bổ sung thơng tin quyền lực lợi ích tài cổ đơng kiểm sốt Kết nghiên cứu gợi mở sách liên quan đến hoạt động giám sát ngân hàng lựa chọn cấu trúc sở hữu để đảm bảo hệ thống ngân hàng vận hành an toàn Nghiên cứu bổ sung vào số nghiên cứu định lượng đề tài nhân tố tác động đến nợ xấu hệ thống ngân hàng thương mại Việt Nam Sử dụng phương pháp ước lượng DGMM, nghiên cứu khắc phục nhược điểm liệu để đưa chứng thực nghiệm có độ tin cậy cao Nghiên cứu mở rộng định nghĩa người liên quan cách tính nợ xấu để thấy tranh tồn cảnh sở hữu chất lượng tín dụng ngân hàng TMCP Việt Nam
2 Cơ sở lý thuyết phương pháp nghiên cứu 2.1 Cơ sở lý thuyết khung phân tích
Cấu trúc sở hữu doanh nghiệp xét khía cạnh mức độ tập trung quyền sở hữu đại diện quyền sở hữu, quyền kiểm sốt hay quyền dịng tiền, có khác biệt định nghĩa, cách tính có mối liên quan với Quyền sở hữu liên quan đến nắm giữ cổ phần Quyền kiểm soát quyền biểu vấn đề có ảnh hưởng đến doanh nghiệp Quyền dòng tiền quyền hưởng cổ tức lợi ích tài khác Cổ đơng kiểm sốt (chủ sở hữu sau cùng) cổ đơng có tổng quyền kiểm sốt trực tiếp gián tiếp lớn Nghiên cứu sử dụng quyền dòng tiền cổ đơng kiểm sốt để đại diện cho mức độ tập trung sở hữu quyền dịng tiền bổ sung thơng tin quyền lực cổ đơng kiểm sốt lợi ích tài mà cổ đơng kiểm sốt nhận dựa quyền dòng tiền (Leaven Levine, 2009) Hơn nữa, cổ đơng kiểm sốt có quyền dịng tiền khơng tương ứng với quyền kiểm sốt thông qua cấu trúc sở hữu dạng tháp sở hữu chéo (La Porta cộng sự, 2000)
(3)sở hữu dẫn đến chủ thể quản lý, giám sát thường xuyên hoạt động doanh nghiệp cổ đông mà ban điều hành Ban điều hành thực định tạo lợi ích cho khơng có hiệu cổ đơng Tương tự, doanh nghiệp có cấu trúc sở hữu phân tán có rủi ro cao chủ sở hữu có danh mục đầu tư đa dạng hóa (chủ sở hữu khơng tập trung phần lớn tài sản vào doanh nghiệp) có vị rủi ro cao (Jensen Meckling, 1976; Galai Masulis, 1976; Esty, 1998) Dựa giả định thị trường hiệu quả, Fama (1980) cho sở hữu phân tán không ảnh hưởng đến kết kinh doanh Nghiên cứu Ủy ban Kinh tế Quốc hội UNDP Việt Nam (2013) lập luận sở hữu chồng chéo gây nợ xấu ngân hàng cấu trúc sở hữu chồng chéo tạo khe hở để ngân hàng không tuân thủ nghiêm ngặt giới hạn cấp tín dụng nới lỏng các điều kiện cấp tín dụng cho khách hàng mà cổ đơng ngân hàng có quan hệ sở hữu
Các nghiên cứu thực nghiệm cho thấy tác động mức độ tập trung sở hữu nợ xấu ngân hàng khơng đồng nhất, mối tương quan đồng biến, nghịch biến khơng có ý nghĩa thống kê
Thứ nhất, mức độ tập trung sở hữu có tương quan âm với nợ xấu Innotta cộng (2007) sử dụng mẫu nghiên cứu bao gồm 181 ngân hàng lớn quốc gia châu Âu giai đoạn 1999-2004, mức độ tập trung sở hữu cao có tương quan với chất lượng nợ tốt Srairi cộng (2013) cho thấy mối tương quan nghịch tỷ lệ cổ phần cổ đông lớn rủi ro đo lường tỷ lệ nợ xấu tổng dư nợ, liệu bao gồm 175 ngân hàng quốc gia Trung Đông Bắc Phi
Thứ hai, Louzis cộng (2011) phát mối tương quan chiều mức độ tập trung sở hữu nợ xấu mức độ tập trung sở hữu đại diện biến giả 25% 50% phân tích mẫu liệu ngân hàng Hy Lạp
Cuối cùng, tác động tỷ lệ sở hữu mức khác đến nợ xấu khác Sử dụng mẫu nghiên cứu ngân hàng Đài Loan giai đoạn 1996-1999, Hu cộng (2004) nợ xấu giảm tỷ lệ sở hữu cổ phần phủ tăng (lên đến ngưỡng 63,51%) sau giảm xuống Khi nghiên cứu với mẫu liệu gồm 500 ngân hàng 50 quốc gia, Shehzad cộng (2010) tìm thấy mức độ tập trung sở hữu có tác động chiều với nợ xấu cổ đơng kiểm sốt nắm giữ tỷ lệ 10% cổ phần, tác động trái chiều tỷ lệ nắm giữ 50% khơng có ý nghĩa thống kê mức 20%
Từ sở lý thuyết chứng thực nghiệm, nhóm nghiên cứu xác định khe hở nghiên cứu: Trong nghiên cứu sử dụng biến phụ thuộc nợ xấu, mức độ tập trung sở hữu
(4) Chưa có nghiên cứu định lượng sử dụng kỹ thuật ước lượng bảng quyền dòng tiền nợ xấu NHTM Việt Nam
Nghiên cứu kiểm định tác động cấu trúc sở hữu, đại diện quyền dòng tiền đến nợ xấu NHTM Việt Nam có kiểm sốt nhân tố vĩ mô vi mô dựa quan điểm truyền thống Berle Means (1933): sở hữu phân tán dẫn đến hiệu Nhóm nghiên cứu lựa chọn quan điểm nhiều lý thuyết sau đưa quan điểm tương tự Mặt khác, quan điểm Fama (1980) dựa giả định thị trường hiệu mà mẫu dự liệu thực tế không đáp ứng đầy đủ điều kiện Thêm vào đó, nghiên cứu thực nghiệm hệ thống ngân hàng Việt Nam cho thấy sở hữu chồng chéo, dẫn đến cổ đơng kiểm sốt ngân hàng có quyền dịng tiền khơng tương ứng với quyền kiểm sốt nguyên nhân nợ xấu cao Vì nghiên cứu kiểm định giả thuyết:
H1: Quyền dòng tiền cổ đơng kiểm sốt nghịch biến với nợ xấu ngân hàng
2.2 Phương pháp nghiên cứu 2.2.1 Mơ hình hồi quy
NPLit = β0 + β1NPLi,t-1 + β2CFit + β3GDPt-j + β4RLRt-j + β5SIZEit + νi + εit (*) với j ≥
NPLit: tỷ lệ nợ xấu ngân hàng i cuối năm t
Nợ xấu định nghĩa khoản nợ hạn từ chín mươi ngày trở lên khơng cịn dự thu lãi (Alton Hazen, 2001) Tỷ lệ nợ xấu tính nợ xấu chia cho tổng dư nợ (World Bank; Shehzad, 2010; Louzis, 2011)
(5)bằng tổng nợ từ nhóm đến nhóm mệnh giá trái phiếu đặc biệt VAMC phát hành Tỷ lệ nợ xấu tổng dư nợ tính nợ xấu chia cho tổng dư nợ
CFit: quyền dòng tiền nhóm cổ đơng kiểm sốt ngân hàng i năm t
Quyền dịng tiền kỳ vọng có tương quan trái chiều với nợ xấu dựa vào quan điểm truyền thống Berle Means (1933), sở hữu phân tán dẫn đến hiệu kinh doanh
Quyền dịng tiền cổ đơng kiểm sốt xác định sau: - Xác định ngân hàng có cổ đơng lớn hay sở hữu đại chúng
- Nếu ngân hàng có cổ đơng lớn, xác định cổ đơng nắm quyền kiểm sốt cổ đơng có tổng quyền kiểm soát trực tiếp gián tiếp lớn
- Đo lường quyền dịng tiền cổ đơng kiểm sốt phương pháp tích số quyền dịng tiền chủ thể chuỗi kiểm soát
Ngân hàng xem có cổ đơng lớn nắm quyền kiểm sốt có cổ đơng sở hữu trực tiếp gián tiếp tỷ lệ quy định, ví dụ 5% (Azofra Santamaría, 2011), 10% (Caprio cộng sự, 2007), 20% (Leaven Levine, 2009) Nếu khơng có cổ đơng sở hữu tỷ lệ mốc này, ngân hàng xem sở hữu đại chúng Sở hữu trực tiếp bao gồm cổ phần đăng ký tên cổ đông, sở hữu gián tiếp bao gồm cổ phần nắm giữ tổ chức mà cổ đông sau kiểm soát (Leaven Levine, 2009) Sở hữu gián tiếp thường truy ngược thông qua chuỗi công ty để xác định cổ đông sau chuỗi kiểm soát Căn vào nghiên cứu trước quy định Luật tổ chức tín dụng 2010, ngân hàng có cổ đơng lớn kiểm sốt có cổ đơng nắm giữ quyền kiểm sốt trực tiếp gián tiếp từ 5% trở lên Do hạn chế liệu, để xác định quyền dòng tiền cổ đông lớn nhất, nghiên cứu bổ sung nguyên tắc sau:
Trong chuỗi kiểm sốt từ cổ đơng sau đến ngân hàng, có mắt xích chuỗi không xác định tỷ lệ sở hữu quyền kiểm sốt giả định 50% Tỷ lệ 50% lựa chọn dựa vào quy định Khoản 25 Điều Luật tổ chức tín dụng 2010, khoản đầu tư hình thức góp vốn, mua cổ phần nhằm nắm quyền kiểm soát doanh nghiệp bao gồm khoản đầu đầu tư chiếm 50% vốn điều lệ vốn cổ phần có quyền biểu doanh nghiệp khoản đầu tư khác đủ để chi phối định Đại hội đồng cổ đông Hội đồng thành viên
(6)người thân thuộc ví dụ cha vợ, mẹ vợ, anh vợ, cháu Mặt khác, quy định người liên quan chưa đề cập đến người quan hệ thân thuộc có quan hệ lợi ích kinh tế, ví dụ hai cổ đơng ngân hàng góp vốn vào tổ chức kinh tế khác Để tính quyền kiểm sốt cổ đông sau đầy đủ hơn, định nghĩa người liên quan nghiên cứu hiểu theo nghĩa rộng Người liên quan cá nhân bao gồm:
(1) vợ, chồng, cha, cha nuôi, mẹ, mẹ nuôi, con, nuôi, anh, chị, em ruột cá nhân này;
(2) người có quan hệ huyết thống quan hệ nhân với người thuộc nhóm (1);
(3) người khơng thuộc nhóm (1) nhóm (2) có quan hệ lợi ích kinh tế với cá nhân
Trong trường hợp khơng có thơng tin tỷ lệ sở hữu thơng tin người có liên quan, nhóm nghiên cứu sử dụng liệu năm liền kề trước với giả định sở hữu ngân hàng tương đối ổn định Mặt khác, thực tế cho thấy, có thay đổi lớn cấu trúc sở hữu ngân hàng TMCP, thông tin công bố báo cáo quản trị ngân hàng, báo cáo thường niên phương tiện thông tin đại chúng
Để minh họa cho việc xác định quyền dòng tiền theo phương pháp tích số với bước nguyên tắc trình bày, xét cấu trúc sở hữu ngân hàng TMCP Đông Á (sau gọi tắt ngân hàng Đơng Á) thời điểm 31/12/2012 Cổ đơng kiểm sốt ngân hàng TMCP Đơng Á có mối quan hệ mà xác định người liên quan theo quy định hành tính quyền kiểm sốt quyền dòng tiền chưa đầy đủ Mặt khác, cấu trúc sở hữu tháp ngân hàng Đơng Á cổ đơng kiểm sốt sau ngồi sở hữu cổ phần trực tiếp sở hữu cổ phần gián tiếp thể khác biệt quyền kiểm soát quyền dịng tiền
Bước 1: Xác định ngân hàng có cổ đông lớn hay sở hữu đại chúng
Chưa xét đến tỷ lệ sở hữu người liên quan, theo Bản cáo bạch năm 2013, Ngân hàng Đông Á có 03 cổ đơng nắm giữ 5% cổ phần, ngân hàng Đơng Á có cổ đơng lớn Trong đó, CTCP Vàng bạc Đá quý Phú Nhuận (PNJ) cổ đông lớn nhất, nắm giữ 34,4 triệu cổ phần, tương ứng với tỷ lệ sở hữu hay quyền kiểm soát 7,70%
Bước 2: Xác định cổ đơng kiểm sốt cổ đơng có tổng quyền kiểm soát trực tiếp gián tiếp lớn
(7)18,72% cổ phần PNJ, nhóm cổ đơng lớn nắm quyền kiểm sốt PNJ PNJ nắm giữ 7,70% cổ phần ngân hàng Đông Á Chuỗi kiểm sốt từ cổ đơng Cao Thị Ngọc Dung đến PNJ, từ PNJ đến ngân hàng Đông Á trường hợp sở hữu dạng tháp
Ngoài sở hữu gián tiếp cổ phần ngân hàng Đông Á thông qua PNJ, bà Cao Thị Ngọc Dung chồng Ơng Trần Phương Bình (Phó Chủ tịch Hội đồng quản trị kiêm Tổng Giám đốc ngân hàng Đông Á) người liên quan sở hữu trực tiếp 9,64% cổ phần ngân hàng Đông Á
Mặt khác, em gái bà Cao Thị Ngọc Dung, bà Cao Thị Ngọc Hồng, người đại diện pháp nhân CTCP Vốn An Bình Theo định nghĩa người liên quan trên, bà Cao Thị Ngọc Hồng CTCP Vốn An Bình thuộc nhóm cổ đơng bà Cao Thị Ngọc Dung tính quyền kiểm sốt quyền dịng tiền Do khơng có liệu tỷ lệ sở hữu cổ phần bà Cao Thị Ngọc Hồng CTCP Vốn An Bình, tỷ lệ sở hữu giả định 50%
Cấu trúc sở hữu ngân hàng Đông Á biểu diễn theo sơ đồ bên dưới: Hình 1: Sơ đồ biểu diễn cấu trúc sở hữu ngân hàng Đơng Á
Nguồn: Tính tốn tác giả dựa Bản cáo bạch (2013) ngân hàng Đơng Á; Báo cáo tình hình quản trị công ty (2012) ngân hàng Đông Á PNJ Quyền kiểm sốt nhóm cổ đơng Cao Thị Ngọc Dung = 9,64% + 7,70% + 0,85% + 1,32% + 0,04% + 5,42% = 24,97%
Quyền kiểm sốt Văn phịng Thành ủy TP.HCM hai cơng ty trực thuộc = 6,87% + 2,14% + 3,78% = 12,79%
Như vậy, cổ đơng nắm quyền kiểm sốt ngân hàng Đơng Á nhóm cổ đơng Cao Thị Ngọc Dung, với quyền kiểm soát lớn 24,97%
(8)Quyền dịng tiền nhóm cổ đông Cao Thị Ngọc Dung = 9,64% + 18,72%*(7,70% + 0,85% + 1,32%) + 0,04% + 50%*5,42% = 14,24%
NPLi,t-1: tỷ lệ nợ xấu ngân hàng i cuối năm t-1
Nghiên cứu nhân tố tác động đến nợ xấu cho thấy nợ xấu kỳ trước có ảnh hưởng đến nợ xấu kỳ Kết nghiên cứu Louzis (2011), nợ xấu kỳ trước có tương quan trái chiều với nợ xấu kỳ tín dụng tiêu dùng tín dụng doanh nghiệp Điều ngụ ý nợ xấu giảm tăng kỳ trước ngân hàng sử dụng dự phòng để xử lý rủi ro
GDPt-j: Tỷ lệ tăng trưởng GDP năm t-j
Tỷ lệ tăng trưởng GDP kiểm soát chu kỳ kinh tế Trong giai đoạn mở rộng người vay có khả thực nghĩa vụ nợ giai đoạn suy thối khả trả nợ suy giảm Tương quan kỳ vọng tăng trưởng GDP nợ xấu âm GDP thường xuất mơ hình nghiên cứu biến vĩ mơ có tác động đến nợ xấu nghiên cứu Salas Saurina (2002), Louzis cộg (2011), Beck cộng (2013), Castro cộng (2013), Chaibi Ftiti (2015)
RLRt-j: Lãi suất cho vay thực năm t-j
Lãi suất cho vay thực tác động trực tiếp đến khả trả nợ người vay Lãi suất tăng dẫn đến tiền lãi khách hàng vay phải toán cho ngân hàng tăng Tương quan lãi suất thực nợ xấu kỳ vọng dương Lãi suất thực sử dụng mơ hình nghiên cứu Louzis cộng (2011), Beck cộng (2013), Castro cộng (2013)
SIZEit: quy mô ngân hàng i cuối năm t
Trong nghiên cứu nợ xấu, quy mô ngân hàng đo lường nhiều cách Hu cộng (2004) sử dụng tài sản thực bình phương tài sản thực chia cho 100 để đại diện cho quy mô Quy mô ngân hàng nghiên cứu Shehzad cộng (2010) vốn cổ phần Trong này, theo đề xuất Salas Saurina (2002), Louzis cộng (2010), quy mô ngân hàng đo lường tổng tài sản năm t ngân hàng i chia cho tổng tài sản tất ngân hàng mẫu năm t Quy mô ngân hàng kỳ vọng có tương quan âm với nợ xấu từ lập luận ngân hàng có quy mơ lớn thường đa dạng hóa rủi ro, giảm tập trung hoạt động ngân hàng vào tín dụng mà mở rộng sang hoạt động tạo thu nhập lãi 2.2.2 Phương pháp ước lượng mơ hình hồi quy
(9)(1) Sự diện biến trễ Yi,t-1 phương trình (*) dẫn đến tượng tự tương quan
(2) Tác động cố định hàm chứa sai số phương trình (*) bao gồm tính đặc thù biến không quan sát (vi) sai số đặc thù quan sát (εit)
(3) Hiện tượng nội sinh dẫn đến kết ước lượng phương trình (*) bị chệch (4) Dữ liệu bảng với thời gian ngắn mảng không gian lớn
Mô hình hồi quy ước lượng theo tiến trình sau: Bước 1: Thống kê mô tả biến mô hình hồi quy
Bước 2: Sử dụng phương pháp DGMM để ước lượng mơ hình hồi quy
Bước 3: Kiểm định Sargan xác định tính phù hợp biến cơng cụ mơ hình GMM. Đây kiểm định giới hạn nội sinh (over-identifying restrictions) mơ hình Kiểm định có giả thuyết H0: biến cơng cụ ngoại sinh (không tương quan với sai số mơ hình) Bên cạnh
đó, để kiểm định Sargan khơng bị yếu số lượng biến cơng cụ phải nhỏ số lượng nhóm
Bước 4: Kiểm định Arellano-Bond tự tương quan Giả thuyết H0: khơng có tự tương quan
2.2.3 Cơ sở liệu
Tỷ lệ tăng trưởng GDP lãi suất cho vay thực thu thập từ sở liệu World Bank Các biến vi mơ thu thập tính tốn dựa Báo cáo quản trị ngân hàng, Bản cáo bạch, Báo cáo thường niên, Báo cáo tài kiểm tốn, Tài liệu đại hội đồng cổ đông
Phạm vi nghiên cứu bao gồm ngân hàng thương mại cổ phần Việt Nam Mẫu liệu bao gồm 25 ngân hàng giai đoạn 2007-2014 Trong có 03 ngân hàng TMCP nhà nước Tổng Tài sản Có 22 ngân hàng lại mẫu cuối năm 2014 2,27 triệu tỷ đồng, chiếm 81,6% Tổng Tài sản Có ngân hàng thương mại cổ phần (không bao gồm ngân hàng TMCP nhà nước) Mẫu liệu có tính đại diện cao cho hệ thống ngân hàng thương mại cổ phần Việt Nam
Mặt khác, theo lập luận Shleifer Vishny (1997) Ahmad (2013), ngân hàng thuộc sở hữu nhà nước sở hữu phân tán tập trung quyền kiểm sốt lớn quyền dịng tiền khơng có ý nghĩa Vì để đảm bảo tính vững kết nghiên cứu, nghiên cứu kiểm định ảnh hưởng quyền dòng tiền nợ xấu ngân hàng với mẫu liệu phụ bao gồm 15 ngân hàng có cổ đơng kiểm sốt khơng thuộc sở hữu nhà nước
(10)Bảng 1: Thống kê mô tả biến hồi quy
Biến (Variable)
Số quan sát
(Obs.)
Trung bình (Mean)
Độ lệch chuẩn (Std.Dev.)
Giá trị nhỏ nhất
(Min)
Giá trị lớn nhất
(Max)
NPL 200 0.0307 0.0268 0.0006 0.1881
CF 200 0.2775 0.2698 0.0080 1.0000
GDP 200 0.0594 0.0060 0.0525 0.0713
RLR 200 0.0116 0.0366 -0.0562 0.0536
SIZE 200 0.0400 0.0455 0.0014 0.2009
Nguồn: tính tốn tác giả Kết ước lượng phương pháp DGMM phương trình hồi quy trình bày tóm tắt bảng 2, nợ xấu nhạy cảm với quyền dòng tiền, nhân tố vĩ mơ nhân tố vi mơ Trong cột M1 kết ước lượng cho toàn mẫu 25 ngân hàng cột M2 kết ước lượng cho mẫu phụ 15 ngân hàng có cổ đơng kiểm sốt khơng thuộc sở hữu nhà nước
Bảng 2: Kết ước lượng mơ hình hồi quy
Ký hiệu biến Tên biến M1 M2
L.NPL Nợ xấu năm t-1 0.00477 -0.0393
(0.04) (-0.25)
CF Quyền dòng tiền -0.189*** -0.333*
(-2.74) (-1.99) L2.GDP Tỷ lệ tăng trưởng GDP năm t-2 -0.958*** -1.384*** (-2.77) (-3.25)
RLR Lãi suất cho vay thực 0.221*** 0.408***
(2.76) (4.45)
SIZE Quy mô ngân hàng -0.380* -0.427
(-1.78) (-1.40)
N 125 75
Sargan test 0.385 0.066
AR(2) 0.879 0.722
Số nhóm 25 15
Số công cụ 19 19
(11)(Ghi chú: *** có ý nghĩa thống kê mức 1%; ** có ý nghĩa thống kê mức 5%; * có ý nghĩa thống kê mức 10%)
3.2 Các kiểm định mơ hình hồi quy Kiểm định Sargan
Giá trị kiểm định lớn 0,05 Vì vậy, với mức ý nghĩa 5%, khơng đủ sở để bác bỏ giả thuyết H0 kiểm định Sargan Biến công cụ sử dụng để ước lượng ngoại sinh, thỏa mãn
điều kiện ước lượng DGMM Bảng cho thấy mẫu 25 ngân hàng, số công cụ nhỏ số nhóm nên đảm bảo tính vững
Kiểm định tự tương quan
Giá trị kiểm định tự tương quan bậc (AR2) lớn 0,05 Với mức ý nghĩa 5%, mơ hình khơng có tự tương quan bậc hai, thỏa mãn điều kiện ước lượng DGMM
3.2 Thảo luận kết nghiên cứu
NPLit-1: nợ xấu kỳ trước đồng biến với nợ xấu kỳ ước lượng với toàn mẫu
nghịch biến ước lượng với mẫu phụ ý nghĩa thống kê
CFit: Quyền dịng tiền nghịch biến với tỷ lệ nợ xấu hai trường hợp có ý
nghĩa thống kê Kết xác nhận giả thuyết H1, quyền dòng tiền nhóm cổ đơng
kiểm sốt ngân hàng nhỏ nợ xấu ngân hàng cao Tính trung bình, quyền dịng tiền nhóm cổ đơng kiểm sốt ngân hàng giảm 1% tỷ lệ nợ xấu tổng dư nợ tăng 0,189% mẫu gồm 25 ngân hàng Khi hồi quy với mẫu phụ, tính trung bình, quyền dịng tiền nhóm cổ đơng kiểm sốt ngân hàng giảm 1% tỷ lệ nợ xấu tổng dư nợ tăng 0,333% Điều cho thấy tính trung bình, ảnh hưởng quyền dòng tiền đến nợ xấu ngân hàng thương mại khơng có sở hữu nhà nước chi phối mạnh ngân hàng có sở hữu nhà nước chi phối Kết ủng hộ quan điểm truyền thống Berle Means (1933), sở hữu phân tán dẫn đến hiệu Hơn nữa, cổ đông đa dạng hóa danh mục đầu tư, khơng đặt tỷ trọng lớn tài sản cá nhân vào doanh nghiệp có xu hướng chấp nhận rủi ro cao (Galai Masulis, 1976; Esty, 1998) Các nghiên cứu thực nghiệm trước cho kết tương tự, mức độ tập trung sở hữu, đo lường tỷ lệ sở hữu cổ phần cổ đơng lớn có tương quan trái chiều với nợ xấu (Iannotta cộng sự, 2007; Srairi cộng sự, 2013) Caprio cộng (2007) đưa chứng quyền dòng tiền đồng biến với giá trị ngân hàng, quyền dịng tiền nhỏ giá trị ngân hàng thấp
(12)- Thứ nhất, áp lực tăng vốn thời gian ngắn dẫn đến thay đổi chủ sở hữu ngân hàng Thông qua sở hữu chồng chéo, chủ sở hữu sau có quyền kiểm sốt lớn quyền dịng tiền nhỏ, đầu tư vào ngân hàng với mục đích phục vụ lợi ích nhóm dẫn đến rủi ro ngân hàng cao, nợ xấu tăng
- Thứ hai, áp lực tăng vốn thời gian ngắn dẫn đến sở hữu chồng chéo ngân hàng thương mại, cổ đơng nắm quyền kiểm sốt có quyền dịng tiền nhỏ, lực tài yếu, lực quản trị nên nợ xấu ngày tăng
- Thứ ba, xu hướng thối vốn cổ đơng lớn dẫn đến quyền dòng tiền giảm nợ xấu có xu hướng tăng ảnh hưởng suy thối kinh tế
GDPt-2: tỷ lệ tăng trưởng GDP năm t-2 nghịch biến với nợ xấu Hệ số ước lượng
biến GDPt-2 có dấu âm với mức ý nghĩa thống kê 1% kỳ vọng Nợ xấu chịu ảnh
hưởng tỷ lệ tăng trưởng tổng sản phẩm quốc nội với độ trễ hai kỳ Kết tương đồng với lý thuyết chu kỳ kinh doanh Độ trễ biến GDP cho thấy ảnh hưởng tăng trưởng kinh tế đến nợ xấu ngân hàng có độ trễ khơng tác động Kết nghiên cứu tương đồng với chứng thực nghiệm nghiên cứu Salas Saurina (2002), Quagliarello (2007), Nkusu (2011), Louzis cộng (2011), Beck cộng (2013), Castro (2013), Chaibi Ftiti (2015)
RLRit : Lãi suất cho vay thực đồng biến với nợ xấu ngân hàng Như kỳ vọng, hệ số
ước lượng biến RLR dương có mức ý nghĩa thống kê 1% Lãi suất cho vay tác động trực tiếp đến số tiền lãi mà người vay phải trả cho ngân hàng lãi suất thực cao người vay gặp khó khăn vấn đề toán Kết tương đồng với lập luận lý thuyết chứng thực nghiệm nghiên cứu trước Lawrence (1995), Rinadli Sanchis-Arellano (2006), Berge Boye (2007), Louzis cộng (2011), Beck cộng (2013), Castro (2013), Chaibi Ftiti (2015)
SIZEit: Quymô ngân hàng nghịch biến với nợ xấu có ý nghĩa thống kê
trường hợp hồi quy với tồn mẫu Tác động trái chiều quy mơ ngân hàng nợ xấu giải thích dựa lập luận ngân hàng có quy mơ tài sản lớn có khả đa dạng hóa rủi ro, giảm tập trung hoạt động ngân hàng vào tăng trưởng tín dụng mà trọng phát triển hoạt động dịch vụ để tạo nguồn thu nhập lãi Louzis cộng (2011) cho kết tương tự
(13)Đề tài nghiên cứu tác động quyền dòng tiền đến nợ xấu ngân hàng TMCP Việt Nam giai đoạn từ năm 2007-2014 Kết nghiên cứu cho thấy quyền dòng tiền có tương quan trái chiều với nợ xấu, hàm ý quyền dịng tiền cổ đơng kiểm sốt ngân hàng nhỏ nợ xấu ngân hàng cao Kết giải thích lập luận nhà đầu tư đa dạng hóa danh mục, khơng tập trung phần lớn tài sản cá nhân vào ngân hàng có vị rủi ro cao Mặt khác, với quyền dịng tiền nhỏ cổ đơng nắm giữ quyền kiểm sốt ngân hàng, quyền dịng tiền tách rời quyền kiểm soát nhờ chế kiểm soát theo cấu trúc sở hữu hình tháp tình trạng sở hữu chồng chéo hệ thống ngân hàng thương mại cổ phần Việt Nam Thực trạng thiếu minh bạch thông tin sở hữu số thơng tin tài trọng yếu ngân hàng nợ xấu, nợ bán cho VAMC, hệ số an toàn vốn, làm cho vấn đề nợ xấu Việt Nam trầm trọng hơn, kéo dài chưa có giải pháp thực hữu hiệu để chấm dứt trạng Mặt khác, kết nghiên cứu cho thấy nợ xấu ngân hàng không nhạy cảm với nhân tố vĩ mô tỷ lệ tăng trưởng kinh tế, lãi suất cho vay thực mà chịu ảnh hưởng nhân tố vi mô quy mô ngân hàng Các phát nghiên cứu với giả định nhóm nghiên cứu mở rộng định nghĩa người liên quan, tính tốn nợ xấu có bổ sung yếu tố trái phiếu VAMC, khác biệt quyền dòng tiền quyền kiểm sốt cổ đơng sau ngân hàng có cấu trúc sở hữu tháp gợi mở cho nghiên cứu đồng thời điểm cần lưu ý cho nhà hoạch định sách cổ đơng ngân hàng
Tài liệu tham khảo Việt Nam
Ủy ban Kinh tế Quốc hội UNDP Việt Nam (2013) Sở hữu chồng chéo tổ chức tín dụng tập đồn kinh tế Việt Nam
Tài liệu tham khảo nước ngoài
Abadi, S., Achsani, N A., & Rachmina, D (2014) The Dynamics of Non-Performing Loan in Indonesian Banking Industry: A Sensitivity Analysis using VECM Approach International Journal of Education and Research, Vol No .
Adebola, S S., Yusoff, W S., & Dahalanc, J (2011) An ARDL Approach to the Determiants of Non-performing Loans in Islamic Banking System in Malaysia Kuwait Chapter of Arabian Journal of Business and Management Review, Vol 1, No.2.
(14)Arellano, M., & Bond, S (1991) Some tests of specification for panel data: Monte Carlo evidence and an application to employment equations The Review of Economic Studies, 277-297
Azofra, V., & Santamaria, M (2011) Ownership, control and pyramids in Spanish commercial banks Journal of Banking and Finance 35, 1464-1476
Beck, R., Jakubik, P., & Piloiu, A (2013) Non-Performing Loans What matters in addition to the economic cycle? ECB Working Paper No.1515
Berge, T O., & Boye, K G (2007) An analysis of bank’s problem loans Norges Bank Economic Bulletin 78, 65-76.
Berle, A., & Means, G (1933) The Modern Corporation and Private Property New York: MacMillan
Caprio, G., Laeven, L., & Levine, R (2007) Governance and bank valuation Journal of Financial Intermediation, 16, 584–617.
Carey, M (1998) Credit risk in private debt portfolios Journal of Finance 53, 1363-1387 Castro, V (2013) Macroeconomic determinants of the credit risk in the banking system: The case of the GIPSI Economic Modelling 31, 672–683
Chaibi, H., & Ftiti, Z (2015) Credit risk determinants: Evidence from a cross-country study Research in International Business and Finance 33 , 1–16
Esty, B (1998) The impact of contingent liability on commercial bank risk taking Journal of Financial Economics, 47, 189–218.
Fama, E (1980) Agency problems and residual claims Journal of Political Economy 88, 288-307
Galai, D., & Masulis, R (1976) The option pricing model and the risk factor of stock Journal of Financial Economics, 3, 53e81.
Iannotta, G., Giacomo, N., & Sironi, A (2007) Ownership structure, risk and performance in the European banking industry Journal of Banking and Finance, 31, 2127–2149
Jensen, M., & Meckling, W (1976) Theory of the firm: managerial behavior, agency cost and ownership structure Journal of Financial Economics, 3, 305–360
(15)Leaven, L., & Levine, R (2009) Bank governance, regulation and risk taking Journal of Financial Economics 93, 259-275.
Louzis, D P., Vouldis, A T., & Metaxas, V L (2011) Macroeconomic and bank-specific determinants of non-performing loans in Greece: A comparative study of mortgage, business and consumer loan portfolios Journal of Banking and Finance
Messai, & Selma, A (2013) Micro and Macro Determinants of Non-performing Loans International Journal of Economics and Financial Issues, Vol 3, No 4, ISSN: 2146-4138 , 852-860
Nkusu, M (2011) Nonperforming Loans and Macrofinancial Vulnerabilities in Advanced Economies IMF Working Paper No 11/161
Roodman, D (2006) How to xtabond2: an introduction to “Difference” and “System” GMM in Stata Center for Global Development Working Paper Number 103
Salas, V., & Saurina, J (2002) Credit risk in two institutional regimes: Spanish commercial and savings banks Journal of Financial Services Research 22, 203 - 224
Shehzad, C., Haan, d., J., & Scholtens, B (2010) The impact of bank ownership on impaired loans and capital adequacy Journal of Banking and Finance 34, 399–408
Shleifer, A., & Vishny, R (1986) Large shareholders and corporate control Journal of Political Economy, 94, 461–488.