Đang tải... (xem toàn văn)
Bài viết tiến hành nghiên cứu cung cấp bằng chứng thực nghiệm về sự tác động của vốn chủ sở hữu đến tỉ lệ dự phòng rủi ro tín dụng tại các ngân hàng thương mại Việt Nam giai đoạn 2006–2018.
TẠP CHÍ KHOA HỌC TRƯỜNG ĐẠI HỌC TRÀ VINH, SỐ 39, THÁNG NĂM 2020 DOI: 10.35382/18594816.1.39.2020.565 ẢNH HƯỞNG CỦA VỐN CHỦ SỞ HỮU ĐẾN TỈ LỆ DỰ PHÒNG RỦI RO TÍN DỤNG TẠI CÁC NGÂN HÀNG THƯƠNG MẠI VIỆT NAM Phan Thị Hương1 , Nguyễn Trung Đông2 CAPITAL AND CREDIT RISK: AN EMPIRICAL STUDY ON VIETNAMESE BANKS Phan Thi Huong1 , Nguyen Trung Dong2 Tóm tắt – Nghiên cứu cung cấp chứng thực nghiệm tác động vốn chủ sở hữu đến tỉ lệ dự phòng rủi ro tín dụng ngân hàng thương mại Việt Nam giai đoạn 2006 – 2018 Kết cho thấy, có mối quan hệ đồng biến tỉ lệ vốn chủ sở hữu đến tỉ lệ dự phòng rủi ro tín dụng Ngồi ra, kết nghiên cứu cho thấy, có mối quan hệ phi tuyến tỉ lệ dự phịng rủi ro tín dụng tỉ lệ vốn chủ sở hữu Nghiên cứu cung cấp thêm thông tin nhân tố tác động đến dự phịng rủi ro tín dụng ngân hàng Từ kết nghiên cứu, chúng tơi đưa hàm ý sách việc kiểm soát tác động vốn chủ sở hữu, quy mô ngân hàng, tỉ lệ lạm phát đến tỉ lệ dự phịng rủi ro tín dụng ngân hàng thương mại Từ khóa: ngân hàng thương mại, rủi ro tín dụng, tỉ lệ dự phịng, vốn chủ sở hữu research results also demonstrate that there is a nonlinear relationship between the credit risk provision ratio and the equity ratio The study provided more information on the factors affecting banks’ credit risk provisions From researching the results of the study, it is possible to give genuine implications in controlling the impacts of equity to the credit risk provision ratio of commercial banks Keywords: commercial banks, credit risk, owner’s capital, provision rate I GIỚI THIỆU Tín dụng ln hoạt động mang lại nguồn lợi nhuận lớn cho ngân hàng thương mại (NHTM) Lợi nhuận cao rủi ro lớn Trong xu hội nhập kinh tế, tăng trưởng tín dụng mục tiêu quan trọng hàng đầu NHTM Tuy nhiên, việc tăng trưởng tín dụng nhanh dẫn đến chất lượng tín dụng khơng kiểm sốt Điều gây hậu cho hệ thống ngân hàng nợ xấu tăng, lợi nhuận sụt giảm, khả toán giảm Rủi ro lớn mà NHTM phải đối mặt rủi ro tín dụng Như vậy, thấy rằng, rủi ro tín dụng mối lo ngại lớn NHTM Rủi ro ảnh hưởng trực tiếp đến kết hoạt động uy tín ngân hàng mà cịn định tồn phát triển ngân hàng Rủi ro tín dụng làm cho giá trị tài sản ngân hàng Abstract – The study provides experimental evidence about the effects of owner’s capital on credit risk provision rate at Vietnamese Commercial Banks during the period from 2006 to 2018 The results show that this is a positive relationship In addition, the 1,2 Trường Đại học Tài - Marketing Ngày nhận bài: 17/4/2020; Ngày nhận kết bình duyệt: 15/5/2020; Ngày chấp nhận đăng: 14/8/2020 Email: huongphan@ufm.edu.vn 1,2 University of Finance - Marketing Received date: 17th April 2020; Revised date: 15th May 2020; Accepted date: 14th August 2020 25 TẠP CHÍ KHOA HỌC TRƯỜNG ĐẠI HỌC TRÀ VINH, SỐ 39, THÁNG NĂM 2020 giảm sút, làm vốn ảnh hưởng đến khả toán ngân hàng Bessis [1] nhấn mạnh rằng, ngân hàng cần đặc biệt quan tâm đến rủi ro tín dụng cần số lượng nhỏ khách hàng ngân hàng khả tốn dẫn đến tổn thất lớn cho ngân hàng Việc trích lập dự phịng rủi ro tín dụng phương pháp mà ngân hàng sử dụng để bù đắp tổn thất rủi ro tín dụng gây Điều 10, 11 Thông tư 02/2013/TTNHNN ngày 21/1/2013 phân loại nợ trích lập dự phịng viết: ‘Dự phịng rủi ro tín dụng khoản tiền trích lập để dự phịng cho tổn thất xảy khách hàng tổ chức tài quy mơ nhỏ khơng thực nghĩa vụ theo cam kết vay’ [2] Về mặt quản lí, tỉ lệ dự phịng rủi ro tín dụng sử dụng công cụ để kiểm sốt rủi ro tín dụng Để góp phần hạn chế rủi ro, việc phân tích yếu tố tác động đến tỉ lệ dự phịng rủi ro tín dụng ngân hàng có vai trị quan trọng nhà quản trị Trong yếu tố đó, đặc biệt, phải kể đến vốn chủ sở hữu Vì vậy, vốn chủ sở hữu mang đặc điểm riêng biệt Vốn chủ sở hữu nguồn tài trợ thường xuyên NHTM Vốn chủ sở hữu hồn tồn âm nợ phải trả vượt tài sản Vốn chủ sở hữu xem đệm chống đỡ rủi ro, bảo vệ tiền gửi quỹ bảo hiểm tiền gửi NHTM lấy vốn chủ sở hữu làm bàn đạp ban đầu ngân hàng không ngừng huy động tiền chủ thể khác xã hội để tài trợ cho hoạt động ngân hàng Chiếc bàn đạp đóng vai trị quan trọng việc trì hoạt động thường nhật khả phát triển lâu dài ngân hàng Vốn chủ sở hữu tín dụng phải đảm bảo tính an tồn hoạt động bảo vệ ngân hàng hệ thống ngân hàng Điều quan trọng ngành ngân hàng Việt Nam vừa trải qua giai đoạn trình tái cấu ngành theo Đề án Cơ cấu lại hệ thống tổ chức tín dụng giai đoạn 2011 – 2015 ban hành theo Quyết định số 254/QĐ-TT ngày KINH TẾ - XÃ HỘI 01/3/2012 [3] Việc quản trị vốn không chặt chẽ làm giảm hoạt động kinh doanh thu lợi nhuận ngân hàng, gây tổn thất tài chính, giảm giá trị thị trường vốn ngân hàng Nhiều cơng trình nghiên cứu yếu tố ảnh hưởng đến tỉ lệ dự phịng rủi ro tín dụng thực Đa số nghiên cứu tiếp cận từ nhiều khía cạnh khác tỉ lệ dự phịng rủi ro tín dụng q khứ, tốc độ tăng trưởng tín dụng, nợ xấu, tỉ lệ lãi cận biên hay tỉ lệ lạm phát Tại Việt Nam, số lượng nghiên cứu đánh giá mức độ ảnh hưởng vốn chủ sở hữu đến tỉ lệ dự phịng rủi ro tín dụng chưa nhiều Phần lớn nghiên cứu đánh giá mối quan hệ tuyến tính yếu tố ảnh hưởng đến tỉ lệ dự phòng rủi ro tín dụng Trên sở đó, nghiên cứu này, tác giả tiến hành kiểm định mối quan hệ phi tuyến ảnh hưởng vốn chủ sở hữu đến tỉ lệ dự phịng rủi ro tín dụng NHTM Việt Nam Kết nghiên cứu cung cấp thêm chứng thực nghiệm ảnh hưởng vốn chủ sở hữu đến rủi ro tín dụng NHTM Việt Nam II TỔNG QUAN NGHIÊN CỨU A Cơ sở lí thuyết giả thuyết nghiên cứu Hầu hết nghiên cứu trước tập trung chủ yếu vào lí thuyết - Lí thuyết rủi ro đạo đức (Moral hazard) Theo Keeton and Morris [4], vốn chủ sở hữu ngân hàng thấp làm gia tăng rủi ro đạo đức rủi ro khoản vay tăng theo, dẫn đến nợ xấu gia tăng Như vậy, theo lí thuyết này, mối quan hệ vốn chủ sở hữu ngân hàng rủi ro tín dụng ngược chiều Điều có nghĩa là, vốn chủ sở hữu tăng rủi ro giảm Các nghiên cứu thực nghiệm ủng hộ lí thuyết kể đến Berger et al [5], Mustafa et al [6], Nguyễn Thị Hồng Vinh cộng [7], Nguyễn Thị Tuyết Nga [8] - Lí thuyết quản lí (Regulatory Hypothesis) 26 TẠP CHÍ KHOA HỌC TRƯỜNG ĐẠI HỌC TRÀ VINH, SỐ 39, THÁNG NĂM 2020 Lí thuyết quản lí đưa hồn tồn ngược lại so với lí thuyết rủi ro đạo đức Theo lí thuyết này, nhà quản lí thường yêu cầu ngân hàng tăng vốn chủ sở hữu tương ứng với mức độ rủi ro tín dụng Lí thuyết cho rằng, mối quan hệ vốn ngân hàng rủi ro tín dụng xác định chiều Điều có nghĩa rủi ro tăng vốn chủ sở hữu tăng theo Các nghiên cứu phù hợp với lí thuyết phải kể đến nghiên cứu Pettway [9], Shrieves and Dahl [10] - Lí thuyết chi phí đại diện (Agency Cost) Lí thuyết đề cập đến chi phí đại diện vốn chủ sở hữu phát sinh tình trạng bất cân xứng thơng tin người quản lí chủ sở hữu doanh nghiệp Do đó, để giảm chi phí đại diện, doanh nghiệp có xu hướng tăng cường sử dụng nợ vay Theo Jensen [11], tỉ số nợ tăng lên, nhà quản lí thận trọng định sử dụng vốn vay việc quản lí doanh nghiệp hiệu KINH TẾ - XÃ HỘI tín dụng Việc chạy đua theo lợi nhuận làm cho ngân hàng trở nên thiếu kiểm sốt cơng tác cho vay Nợ xấu tăng lên, ngân hàng cần trích lập dự phịng rủi ro tín dụng nhiều Việc tăng trưởng tín dụng mạnh dẫn đến rủi ro cao với độ trễ từ hai đến bốn năm Cũng theo nghiên cứu có liên quan, Wall [15] cho rằng, việc áp dụng chuẩn mực quản trị vốn giúp NHTM tối thiểu hóa việc phá sản, giúp NHTM hoạt động ổn định Các ngân hàng đủ tiêu chuẩn an tồn vốn có kết kinh doanh tốt ngân hàng không đủ tiêu chuẩn an toàn vốn, việc biểu qua kết huy động vốn, kết hoạt động tín dụng kết kinh doanh Crouhy et al [16] cho rằng, rủi ro tín dụng phát sinh q trình cấp tín dụng biểu qua việc khách hàng không muốn hay thực nghĩa vụ trả nợ hạn Theo giả thuyết Keeton and Morris [17], nhóm tác giả thực nghiên cứu NHTM Mĩ giai đoạn 1979 – 1985 Kết nghiên cứu cho thấy, rủi ro tín dụng gia tăng ngân hàng có tỉ lệ vốn chủ sở hữu tài sản tương đối thấp Mối liên hệ ngược chiều rủi ro số vốn tìm thấy nghiên cứu Louzis et al [18] Berger et al [5] nghiên cứu thực nghiệm 42 ngân hàng châu Á giai đoạn 1998 – 2003 Kết cho thấy, vốn chủ sở hữu tổng tài sản có quan hệ ngược chiều đến rủi ro tín dụng, ngân hàng có sức mạnh thị trường, hiệu ứng suy yếu đáng kể, chí bị đảo ngược Nghiên cứu tiên phong Pettway [9] khám phá mối quan hệ cấu trúc vốn rủi ro tín dụng ngân hàng Mĩ, kết cho thấy mối quan hệ vốn chủ sở hữu tổng tài sản rủi ro tín dụng chiều Shrieves and Dahl [10] thông qua liệu Mĩ đạt kết hai yếu tố chiều Mustafa et al [6] nghiên cứu yếu tố ảnh hưởng tới lợi nhuận ngân hàng cho thấy dự phịng rủi ro tín dụng có mối quan hệ nghịch biến với tỉ lệ lợi nhuận tổng tài sản Marko et al [19] B Các nghiên cứu có liên quan Để đảm bảo hệ thống ngân hàng hoạt động cách liên tục ổn định, Hiệp ước Basel đời để quy định vấn đề an toàn hoạt động cho NHTM cho hệ thống ngân hàng [12] Một quy định việc trích lập tỉ lệ dự phịng rủi ro tín dụng Mục đích việc trích lập tỉ lệ dự phịng rủi ro tín dụng hạn chế việc ngân hàng chạy theo lợi nhuận, tăng cường đầu tư vào lĩnh vực rủi ro cao nhằm đảm bảo cho NHTM hoạt động cách ổn định Thế giới có nhiều nghiên cứu yếu tố ảnh hưởng đến rủi ro tín dụng Theo nghiên cứu Brownbridge [13], lãi suất cho vay cao làm nợ xấu tăng lên ảnh hưởng trực tiếp đến lợi nhuận ngân hàng Khi tỉ lệ nợ xấu tăng tỉ lệ dự phịng rủi ro tín dụng ngân hàng tăng để bù đắp rủi ro xảy Hess et al [14] nghiên cứu tốc độ tăng trưởng tín dụng dự phịng rủi ro tín dụng Kết cho thấy, tín dụng tăng trưởng nhanh dễ dẫn đến suy giảm chất lượng 27 TẠP CHÍ KHOA HỌC TRƯỜNG ĐẠI HỌC TRÀ VINH, SỐ 39, THÁNG NĂM 2020 kiểm tra mối quan hệ phi tuyến tỉ lệ lợi nhuận vốn chủ sở hữu tỉ số tài 10 ngành công nghiệp lớn Mĩ Nhật Bản 05 năm Nhóm tác giả sử dụng mơ hình CAPM để xác định tỉ lệ lợi nhuận vốn chủ sở hữu Kết cho thấy, có mối quan hệ phi tuyến tỉ lệ lợi nhuận vốn chủ sở hữu tỉ số tài mẫu nghiên cứu Hasan and Wall [20] nghiên cứu yếu tố định đến việc khoản vay cho thấy có mối quan hệ đồng biến tỉ lệ nợ xấu trích lập dự phịng rủi ro tín dụng Ngồi ra, nghiên cứu cịn cho thấy tỉ lệ nợ không thu hồi tỉ lệ cho vay tổng tài sản đồng biến với biến trích lập dự phịng rủi ro tín dụng Tại Việt Nam, Nguyễn Thị Hồng Vinh cộng [7] tiến hành nghiên cứu tác động vốn ngân hàng đến khả sinh lời rủi ro tín dụng NHTM Việt Nam Kết nhóm nghiên cứu cho thấy, có tác động ngược chiều từ vốn chủ sở hữu đến khả sinh lời rủi ro tín dụng NHTM Việt Nam Nghiên cứu Lê Thanh Ngọc cộng [21] phát ngân hàng có hệ số CAR thấp mức quy định 9% có xu hướng cấu lại tài sản Bằng cách giảm tài sản có hệ số rủi ro cao, thay gia tăng vốn chủ sở hữu Sự gia tăng vốn chủ sở hữu ngân hàng chịu ảnh hưởng nhân tố: quy mô tài sản, tỉ suất sinh lợi tài sản mức độ thay đổi vốn chủ sở hữu kì trước Tiếp nối chuỗi nghiên cứu trên, Nguyễn Thị Tuyết Nga [8] đánh giá tác động vốn chủ sở hữu đến rủi ro tín dụng hệ thống NHTM Việt Nam giai đoạn 2008-2015 Kết nghiên cứu cho thấy, tỉ lệ vốn tăng rủi ro tín dụng giảm, rủi ro tín dụng giảm đến ngưỡng định ngân hàng hoạt động khơng hiệu Nghiên cứu Nguyễn Thị Kim Anh [22] tác động vốn chủ sở hữu ngân hàng đến khả sinh lời rủi ro tín dụng 15 NHTM cổ phần Việt Nam từ 2009-2016 cho thấy, có mối quan hệ ngược chiều vốn ngân hàng đến khả sinh lời chiều với rủi ro tín dụng Bên cạnh đó, nghiên KINH TẾ - XÃ HỘI cứu cho thấy yếu tố tác động đến khả sinh lời rủi ro tín dụng ngân hàng bao gồm tăng trưởng tín dụng, quy mô ngân hàng, GDP lạm phát III DỮ LIỆU, MƠ HÌNH VÀ PHƯƠNG PHÁP NGHIÊN CỨU A Dữ liệu nghiên cứu Nghiên cứu sử dụng mẫu nghiên cứu có dạng liệu bảng (panel data) trích xuất từ báo cáo tài kiểm tốn 22 NHTM cổ phần Việt Nam công bố website ngân hàng giai đoạn từ năm 2006 đến năm 2018 Sau loại số NHTM cổ phần không thu thập đầy đủ liệu khoảng thời gian trên, liệu thu thập cho mẫu nghiên cứu bao gồm 286 quan sát B Mơ hình nghiên cứu Với biến liệt kê Bảng 1, để kiểm định ảnh hưởng vốn chủ sở hữu tỉ lệ dự phòng rủi ro tín dụng, nghiên cứu sử dụng mơ hình hồi quy đa biến Kế thừa nghiên cứu Mustafa et al [4], Marko et al [16], Nguyễn Thị Tuyến Nga [6], Nguyễn Thị Kim Anh [19], xây dựng mơ hình nghiên cứu ảnh hưởng vốn chủ sở hữu đến tỉ lệ dự phịng rủi ro tín dụng NHTM Việt Nam sau: LLRi,t = β + β 1LLRi,t−1 + β 2CAPi,t + β 3CAP2i,t + β 4LT Di,t + β 5SIZEi,t + β 6INFi,t + εi,t (i: ngân hàng, t: năm) Trong đó: i = 1,2, , n (với n: số lượng ngân hàng) ; t = 1,2, , T (với T thời gian quan sát mơ hình tính theo năm) Trên sở lí thuyết nghiên cứu liên quan đề cập đến, nghiên cứu này, kiểm định ảnh hưởng vốn chủ sở hữu đến tỉ lệ dự phòng rủi ro tín dụng qua biến sau: Để kiểm soát vấn đề sai lệch thiếu biến, biến kiểm sốt đưa vào mơ hình hồi quy Kế thừa nghiên cứu trước, biến tỉ lệ dư nợ cho vay (LTD), quy mơ ngân 28 TẠP CHÍ KHOA HỌC TRƯỜNG ĐẠI HỌC TRÀ VINH, SỐ 39, THÁNG NĂM 2020 KINH TẾ - XÃ HỘI Bảng 1: Các biến nghiên cứu đo lường biến Kí hiệu Biến phụ thuộc LLR Biến Kì vọng Lí thuyết Đo lường Nghiên cứu trước Dự phịng rủi ro tín dụng/ dư nợ tín dụng Tỉ lệ dự phịng rủi ro tín dụng Biến độc lập Moral hazard, Regulatory Hypothesis Vốn chủ sở hữu/ tổng nguồn vốn (Vốn chủ sở hữu/ tổng nguồn vốn) (-) Regulatory Hypothesis Dư nợ chovay/ vốn lưu động Agency Cost Ln (tổng tài sản) CAP Tỉ lệ vốn chủ sở hữu (+) CAP2 Tỉ lệ vốn chủ sở hữu (-) Biến kiểm soát Tỉ lệ dư nợ cho vay LTD vốn huy động SIZE Quy mô ngân hàng (-) INF Tỉ lệ lạm phát (+) % Pettway [9], Tuyết Nga [8], Kim Anh [21] Pettway [9], Mustafa et al [6], Kim Anh [21] Pettway [9], Mustafa et al [6], Tuyết Nga [8], Kim Anh [21] Tuyết Nga [8], Kim Anh [21] (Nguồn: Tác giả tổng hợp) bảng chéo dẫn đến tượng sai lệch tương quan phát sinh biến sai số Dựa phương pháp Arellano [22], phương pháp ước lượng moment tổng quát (Generalised Method of Moments – GMM) sử dụng để khắc phục tượng tự tương quan sai số nhằm đảm bảo ước lượng thu vững hiệu quả, đưa kết quán xác Theo phương pháp ước lượng này, tương quan biến cơng cụ sai số khơng tồn Do đó, kiểm định Sargan sử dụng để kiểm định tính phù hợp mơ xác định tính hiệu lực biến công cụ Cuối việc kiểm định không tồn tương quan chuỗi bậc hai mơ hình hàng (SIZE) tỉ lệ lạm phát (INF) yếu tố tác động đến tỉ lệ dự phịng rủi ro tín dụng Theo nghiên cứu Nguyễn Thị Tuyết Nga [8], rủi ro tín dụng thời điểm chịu tác động rủi ro tín dụng khứ, việc quản lí tốt rủi ro giúp giảm nợ xấu tương lai Ngoài ra, việc chuyển đổi sai phân bậc biến tỉ lệ dự phòng rủi ro kiểm sốt tính khơng đồng không quan sát giảm vấn đề nội sinh tiềm tàng có nhân tố khác khơng quan sát tác động đến tỉ lệ rủi ro tín dụng đồng thời tác động biến độc lập khác Vì vậy, biến tỉ lệ dự phịng rủi ro khứ (LLRt−1 ) tỉ lệ vốn chủ sở hữu bình phương (CAP2) đưa vào mơ hình để nghiên cứu D Kết nghiên cứu thảo luận C Phương pháp nghiên cứu 1) Kết thống kê mô tả liệu: Kết thống kê mô tả biến sử dụng mô hình trình bày Bảng Tỉ lệ dự phịng rủi ro tín dụng trung bình đạt 0,4% với độ lệch chuẩn 8,9% giá trị trung vị 1,4%, điều cho thấy 50% NHTM Việt Nam có tỉ lệ dự phịng rủi ro tín dụng từ 1,4% trở xuống Tỉ lệ vốn chủ sở hữu trung bình 12,4% nằm khoảng từ 15,8% đến 125,8% với độ lệch chuẩn Để thực kiểm định giả thuyết đưa ra, sử dụng phương pháp định lượng để hồi quy bội dạng tĩnh số liệu dạng bảng để đánh giá tác động vốn chủ sở hữu đến tỉ lệ dự phòng rủi ro tín dụng NHTM Việt Nam Các kĩ thuật hồi quy số liệu bảng bao gồm hồi quy Pooled OLS, FEM, REM áp dụng Ngoài ra, việc ước lượng hệ số hồi quy liệu 29 TẠP CHÍ KHOA HỌC TRƯỜNG ĐẠI HỌC TRÀ VINH, SỐ 39, THÁNG NĂM 2020 12,3% có giá trị trung vị 9,1% Các biến kiểm soát mơ hình thống kê chi tiết Bảng 2) Ma trận hệ số tương quan: Ma trận hệ số tương quan biến độc lập biến kiểm sốt trình bày Bảng Kết cho thấy khơng có cặp lớn 0,8 Do đó, việc sử dụng mơ hình hồi quy có khả gặp tượng đa cộng tuyến biến độc lập Tuy nhiên, phương trình có chứa biến độ trễ (LLRt−1 ) biến tỉ lệ vốn chủ sở hữu bình phương (CAP2 ) Vì vậy, tượng tự tương quan biến xảy biến độ trễ Ước lượng GMM sử dụng để khắc phục tượng 3) Kết hồi quy thảo luận: Bảng trình bày kết hồi quy ảnh hưởng vốn chủ sở hữu đến tỉ lệ dự phòng rủi ro tín dụng dựa phương trình bậc theo phương pháp ước lượng OLS, ước lượng ảnh hưởng cố định (FEM), ước lượng ngẫu nhiên (REM) ước lượng GMM Kết hồi quy theo phương pháp Pooled OLS cho thấy, có sáu biến mơ hình, đó, có biến tỉ lệ dự phịng rủi ro tín dụng năm trước có ý nghĩa thống kê tác động nhiều đến biến phụ thuộc Các biến lại có ảnh hưởng đến biến phụ thuộc giai đoạn nghiên cứu Về chiều tác động, tỉ lệ vốn chủ sở hữu tỉ lệ vốn chủ sở hữu bình phương, tỉ lệ dư nợ cho vay vốn huy động, quy mơ ngân hàng có tác động ngược chiều đến tỉ lệ dự phòng rủi ro tín dụng Các biến tỉ lệ dư nợ cho vay vốn huy động tỉ lệ lạm phát có chiều tác động với dự báo, biến kiểm sốt cịn lại có dấu khơng với kì vọng Kết hồi quy theo phương pháp Pooled OLS, mức độ phù hợp mơ hình R2 = 69,32% Kết hồi quy theo FEM cho thấy, tỉ lệ dự phòng rủi ro khứ, tỉ lệ vốn chủ sở hữu, tỉ lệ vốn chủ sở hữu bình phương có ý nghĩa thống kê Trong đó, tỉ lệ dự phịng rủi ro tín dụng khứ tỉ lệ vốn chủ sở hữu đồng biến với tỉ lệ rủi ro tín dụng R-squared cho thấy mức độ phù hợp KINH TẾ - XÃ HỘI mơ hình FEM 39,21% Kết hồi quy theo mơ hình REM Bảng cho thấy, tỉ lệ rủi ro tín dụng năm trước có tác động chiều với tỉ lệ rủi ro tín dụng Kết trùng khớp với kì vọng ban đầu Các biến tỉ lệ vốn chủ sở hữu tỉ lệ dư nợ cho vay vốn lưu động có quan hệ ngược chiều với tỉ lệ rủi ro tín dụng Điều với kì vọng khơng có ảnh hưởng nhiều Các biến tỉ lệ vốn chủ sở hữu bình phương quy mơ ngân hàng có tác động ngược chiều với tỉ lệ rủi ro tín dụng, ngược lại, tỉ lệ lạm phát quan hệ giống chiều với vốn chủ sở hữu Rsquared cho thấy mức độ phù hợp mơ hình REM 32,52% Tiếp theo, nghiên cứu dùng kiểm định Wald để xác định mô hình OLS hay FEM phù hợp Kết kiểm định Wald (pvalue = 0,000) cho thấy, FEM phù hợp Để đánh giá REM hay FEM phù hợp hơn, ta cần số kiểm định Hausman Kết kiểm định Hausman giá trị thống kê thu được, giá trị p-value = 0,000 < 0,05 với độ tin cậy 95%, ta có đủ sở để lựa chọn FEM phù hợp Mặc dù kết kiểm tra Hausman, Wald gợi ý nên dùng fixed effect (FEM) Do chất liệu bảng động, tượng nội sinh khiến kết ước lượng không vững bị chệch Phương pháp GMM giúp khắc phục nhược điểm trên; đồng thời, phương pháp GMM giúp thu ước lượng vững hiệu Trong kiểm định GMM, biến trễ biến phụ thuộc sai phân biến giải thích sử dụng làm biến cơng cụ bao gồm LLRt−1 , CAP, CAP2 , LTD, SIZE, INF Sau hồi quy phương pháp GMM, cần thực kiểm định Sargan nhằm đảm bảo biến công cụ ngoại sinh phù hợp để sử dụng mơ hình Kết kiểm định Sargan test cho thấy p-value > α, vậy, giả thuyết biến cơng cụ ngoại sinh chấp nhận, đó, phù hợp để sử dụng mơ hình Kiểm định ArellanoBond để chắn tượng nội sinh khắc phục cuối kiểm định 30 TẠP CHÍ KHOA HỌC TRƯỜNG ĐẠI HỌC TRÀ VINH, SỐ 39, THÁNG NĂM 2020 KINH TẾ - XÃ HỘI Bảng 2: Thống kê mô tả biến LLR 0,004 0,014 -0,032 0,747 0,089 286 Trung bình Trung vị Giá trị nhỏ Giá trị lớn Độ lệch chuẩn Số quan sát LLRt−1 0,001 0,014 -0,256 0,747 0,084 286 CAP 0,124 0,091 0,158 1,258 0,123 286 LTD 0,838 0,761 0,000 7,401 0,552 286 SIZE 228,237 291,338 158,45 381,66 45,067 286 INF 0,087 0,068 -0,041 0,260 0,063 286 (Nguồn: Nghiên cứu tác giả) phù hợp với kết nghiên cứu Nguyễn Thị Tuyết Nga [8] Bảng 3: Ma trận hệ số tương quan Biến CAP SIZE LTD INF CAP 1,0000 -0,2397 0,0797 0,1210 SIZE 1,0000 -0,1331 -0,0505 LTD 1,0000 -0,0744 INF Biến độc lập CAP tác động chiều đến LLR Như vậy, kết hồi quy cho thấy có mối quan hệ đồng biến cấu trúc vốn tỉ lệ dự phòng rủi ro tín dụng Kết ủng hộ cho lí thuyết quản lí phù hợp với kết nghiên cứu Nguyễn Thị Kim Anh [21], Pettway [9], Shrieves [10] 1,0000 (Nguồn: Nghiên cứu tác giả) tính phân phối chuẩn phần dư Kết kiểm định Arellano-Bond mong đợi, với sai phân phần dư gần khơng có tự tương quan bậc (p-value > α, AR(1) AR(2) khơng có ý nghĩa thống kê nên không xảy tượng tự tương quan) Như vậy, kết luận việc sử dụng GMM trường hợp phù hợp tập hợp biến công cụ phù hợp (theo Sargan test) không xảy tự tương quan bậc bậc (kiểm định AR(1) AR(2)) Cuối cùng, kiểm định tính phân phối chuẩn phần dư riêng gắn với ngân hàng phần dư tổng hợp Kết p-value (e) = 0.017, p-value (u) = 0,101 cho thấy, phần dư riêng ngân hàng chưa có phân phối chuẩn Từ kết ước lượng GMM, mơ hình nghiên cứu xây dựng sau: LLRi,t = 0.1354299 + 0.8149462 ∗ LLRi,t−1 + 0.0708446 ∗ CAPi,t − 0.2226209 ∗ CAPi,t2 + 0.0337193 ∗ INFt + εi,t Với mức ý nghĩa 1%, biến LLRt−1 có ảnh hưởng nhiều đến LLR, kết cho thấy tỉ lệ dự phịng rủi ro tín dụng với độ trễ năm có tác động chiều với tỉ lệ dự phòng rủi ro Tại Việt Nam, kết Biến CAP2 có tác động ngược chiều đến LLR Kết phù hợp với kết nghiên cứu Berger et al [5], Mustafa et al [6], Nguyễn Thị Hồng Vinh cộng [7], Nguyễn Thị Tuyết Nga [8] Với mức ý nghĩa 1%, kết hồi quy cho thấy có mối quan hệ phi tuyến vốn chủ sở hữu tỉ lệ dự phòng rủi ro tín dụng Kết nghiên cứu ủng hộ giả thuyết rủi ro đạo đức Điều có ý nghĩa vốn chủ sở hữu tăng tỉ lệ dự phòng rủi ro giảm Mối quan hệ phi tuyến cho thấy: tỉ lệ vốn tăng rủi ro tín dụng tăng, đến ngưỡng định đó, tỉ lệ vốn tăng tỉ lệ dự phịng rủi ro tín dụng giảm Đây điểm nghiên cứu Biến kiểm sốt LTD SIZE có tác động ngược chiều đến LLR với mức ý nghĩa 1% Kết hoàn toàn phù hợp với kết nghiên cứu tác Pettway [9], Mustafa et al [6], Nguyễn Thị Kim Anh [21] Biến INF tác động chiều đến LLR, với mức ý nghĩa 1%, kết phù hợp với nghiên cứu Nguyễn Thị Tuyết Nga [8] Nguyễn Thị Kim Anh [21] 31 TẠP CHÍ KHOA HỌC TRƯỜNG ĐẠI HỌC TRÀ VINH, SỐ 39, THÁNG NĂM 2020 KINH TẾ - XÃ HỘI Bảng 4: Kết hồi quy mối quan hệ phi tuyến vốn chủ sở hữu tỉ lệ dự phịng rủi ro tín dụng NHTM Việt Nam giai đoạn 2006 – 2018 Biến Dấu kì vọng Pooled OLS 0,887*** FEM 0,455*** REM 0,887*** GMM 0,814*** (0,000) 0,053 (0,000) 0,217*** (0,000) 0,053 (0,000) 0,070*** (0,363) -0,081* (0,001) -0,328*** (0,363) -0,081* (0,000) -0,222*** (0,165) -0.001 (0,000) -0,003 (0,164) -0,001 (0,000) -0,022 (0,781) 0,040 (0,530) 0,067 (0,781) -0,040 (0,004) -0,000 (0,699) 0,006 (0,800) 0,029 (0,388) 0,015 (0,000) 0,337*** (0,888) 0,6932 (0,479) 0,3921 (0,690) 0,3252 (0,000) LLR(-1) CAP + CAP2 - LTD + SIZE + INF + R square Wald test Chi2 Prob>chi2 Hausman test Chi2 Prob>chi2 Sargan test H0 : Các biến công cụ ngoại sinh H1 : Các biến không công cụ ngoại sinh Chi2 Prob>chi2 Arellano-Bond H0 : Mơ hình khơng xảy tượng tự tương quan H1 : Mơ hình xảy tượng tự tương quan AR(1) AR(2) 69212 0,000 115,2 0,000 20,4643 0,4292 0,221 0,2262 (Nguồn: Nghiên cứu tác giả) IV KẾT LUẬN VÀ KHUYẾN NGHỊ A Kết luận Nghiên cứu sử dụng số liệu gồm tỉ lệ dự phịng rủi ro tín dụng, tỉ lệ vốn chủ sở hữu, tỉ lệ dư nợ cho vay vốn lưu động, quy mô ngân hàng, tỉ lệ lạm phát từ NHTM Việt Nam giai đoạn 2006-2018 để nghiên cứu mối quan hệ vốn chủ sở hữu đến tỉ lệ dự phịng rủi ro tín dụng Số liệu phân tích kĩ thuật hồi quy với liệu bảng để kiểm định mối quan hệ vốn chủ sở hữu tỉ lệ dự phòng rủi ro tín dụng NHTM Việt Nam Kết phân tích cho thấy có mối quan hệ đồng biến tỉ lệ vốn chủ sở hữu đến tỉ lệ dự phịng rủi ro tín dụng Ngồi ra, kết nghiên cứu cho thấy có mối quan hệ phi tuyến tỉ lệ dự phịng rủi ro tín dụng tỉ lệ vốn chủ sở hữu Nghiên cứu cung cấp thêm thông tin nhân tố tác động đến dự phịng rủi ro tín dụng ngân hàng Từ kết nghiên cứu, chúng tơi đưa hàm ý sách việc kiểm sốt tác động vốn chủ sở hữu, quy mơ ngân hàng, tỉ lệ lạm 32 TẠP CHÍ KHOA HỌC TRƯỜNG ĐẠI HỌC TRÀ VINH, SỐ 39, THÁNG NĂM 2020 phát đến tỉ lệ dự phịng rủi ro tín dụng NHTM Ngoài ra, ước lượng GMM cho thấy có mối quan hệ phi tuyến tỉ lệ vốn chủ sở hữu tỉ lệ dự phòng rủi ro tín dụng Điều có ý nghĩa vốn chủ sở hữu tăng tỉ lệ dự phịng rủi ro giảm Mối quan hệ phi tuyến cho thấy tỉ lệ vốn tăng rủi ro tín dụng tăng, đến ngưỡng định đó, tỉ lệ vốn tăng tỉ lệ dự phịng rủi ro tín dụng giảm Tỉ lệ dự phịng rủi ro tín dụng chịu tác động lớn tỉ lệ dự phịng rủi ro tín dụng q khứ Điều có ý nghĩa lớn việc quản lí tốt tỉ lệ dự phịng tại, giảm nợ xấu tương lai KINH TẾ - XÃ HỘI dự phịng rủi ro tín dụng Điều hàm ý rằng, NHTM tuân thủ tốt u cầu trích lập dự phịng rủi ro tín dụng năm đảm bảo tốt tỉ lệ trích lập dự phịng rủi ro tín dụng cho năm sau - Tỉ lệ lạm phát: Kết nghiên cứu cho thấy, tỉ lệ lạm phát có tác động chiều với tỉ lệ dự phòng rủi ro tín dụng Điều có ý nghĩa rằng, lạm phát tăng, tỉ lệ dự phịng rủi ro tín dụng tăng Kết nghiên cứu cho thấy tỉ lệ lạm phát có tác động chiều với tỉ lệ dự phịng rủi ro tín dụng, điều có nghĩa rằng, tỉ lệ lạm phát giảm tỉ lệ dự phịng rủi ro tín dụng giảm ngược lại Điều hàm ý rằng, việc điều tiết cơng cụ tài khóa cần phải xét đến yếu tố tỉ lệ dự phịng rủi ro tín dụng NHTM khứ B Khuyến nghị Trên sở kết nghiên cứu, tác giả có số luận giải khuyến nghị sau: - Vốn chủ sở hữu: Kết nghiên cứu rằng, có mối quan hệ phi tuyến đồng biến tỉ lệ vốn chủ sở hữu tỉ lệ dự phịng rủi ro tín dụng NHTM Việt Nam giai đoạn 2006 – 2018 Điều hàm ý rằng, NHTM Việt Nam tăng tỉ lệ vốn chủ sở hữu họ tăng tỉ lệ dự phịng rủi ro tín dụng Tuy nhiên, mối quan hệ phi tuyến cho thấy, hai yếu tố đồng biến đến ngưỡng định mối quan hệ trở thành ngược chiều Điều cho thấy, NHTM tăng vốn chủ sở hữu họ sử dụng nợ vay nhiều làm gia tăng rủi ro đạo đức Vì vậy, rủi ro khoản vay tăng theo, dẫn đến nợ xấu gia tăng Điều hàm ý rằng, tỉ lệ dự phịng rủi ro tín dụng xem công cụ hữu hiệu để kiểm sốt rủi ro tín dụng tỉ lệ vốn chủ sở hữu có ảnh hưởng trực tiếp đến cơng cụ Việc điều tiết sách liên quan đến tỉ lệ dự phịng rủi ro tín dụng cần xem xét đến yếu tố vốn chủ sở hữu NHTM - Tỉ lệ dự phịng rủi ro tín dụng khứ: Kết ước lượng theo phương pháp GMM cho thấy, tỉ lệ dự phòng rủi ro tín dụng q khứ có tác động tích cực đến tỉ lệ TÀI LIỆU THAM KHẢO 33 [1] Bessis J Risk Management in Banking John Wiley & Sons 2002 [2] Ngân hàng Nhà nước Thông tư số 02/2013/TT-NHNN ngày 21/01/2013 Thống đốc Ngân hàng Nhà nước Việt Nam Quy định phân loại tài sản có, mức trích, phương pháp trích lập dự phịng rủi ro việc sử dụng dự phòng để xử lý rủi ro hoạt động tổ chức tín dụng, chi nhánh ngân hàng nước ngồi 2013 [3] Thủ tướng Chính phủ Đề án Cơ cấu lại hệ thống tổ chức tín dụng giai đoạn 2011 – 2015 ban hành theo Quyết định số 254/QĐ-TT ngày 01/3/2012 Thủ tướng Chính phủ 2012 [4] Keeton W R., Morris C S Why banks’ loan losses differ? Economic Review 1987:3-21 [5] Berger A N., Bouwman C H S How does capital affect bank performance during financial crises? Journal of Financial Economic 2013;109:146-176 [6] Mustafa A.R., Anasari R.H., Younis M.U Does the loan loss provision affect the banking profitability in case of Pakistan Asian Economic and Financial 2012:2(7):772-783 [7] Nguyễn Thị Hồng Vinh, Lê Phan Thị Diệu Thảo Tác động vốn ngân hàng đến khả sinh lời rủi ro tín dụng: Trường hợp ngân hàng thương mại Việt Nam Tạp chí Phát triển Kinh tế 2015;27(3):2544 [8] Nguyễn Thị Tuyết Nga Tác động vốn chủ sở hữu đến rủi ro tín dụng ngân hàng thương mại Việt Nam Tạp chí Tài 2016;12: 39-41 TẠP CHÍ KHOA HỌC TRƯỜNG ĐẠI HỌC TRÀ VINH, SỐ 39, THÁNG NĂM 2020 [9] [10] [11] [12] [13] [14] [15] Pettway Richard H The Effects of Large Bank Failures Upon Investors’ Risk Cognizance in the Commercial Banking Industry Journal of Financial and Quantitative Analysis 1976;11:465–477 Ronald E Shrieves, Drew Dahl The Impact of Regulation on Bank Equity Infusions Journal of Banking and Finance 1992;16(2):439-57 Jensen M.C Agency Costs of Free Cash Flow, Corporate Finance, and Takeovers The American Economic Review 1986;76(2):323-329 Basel Committee on Banking Supervision (BCBS) The Group of Governors and Heads of Supervision reach broad agreement on Basel Committee capital and liquidity reform package BIS 2010 Brownbridge M The causes of financial distress in local banks in Arica and implications for prudential policy Geneva: United Nations Conference on Trade and Development 1998;3 Hess K, Grimes A, Holmes M Credit losses in Australasian Banking Economic Record 2009;85:331343 Wall L D Regulation of banks’ equity capital Economic review Federal reserve bank of Atlanta 1985;70(10):4-18 [16] [17] [18] [19] [20] [21] 34 KINH TẾ - XÃ HỘI Crouhy M G., D Galai, R Mark The Essentials of Risk Management McGrawHill 2006 Keeton William R., Charles S Morris Why banks’ loan losses differ? Economic Review Federal Reserve Bank of Kansas City 1987;72:3-21 DP Louzis, AT Vouldis, VL Metaxas Macroeconomic and bank-specific determinants of nonperforming loans in Greece: A comparative study of mortgage, business and consumer loan portfolios Journal of Banking & Finance 2010;36(4): 10121027 https://doi.org/10.1016/j.jbankfin.2011.10.012 Hasan I., Wall L D Determinants of the loan loss allowance: Some cross-country comparisons Financial review 2004;39(1):129-152 Lê Thanh Ngọc, Đặng Trí Dũng, Lê Nguyễn Minh Phương Mối quan hệ tỉ lệ vốn tự có rủi ro ngân hàng thương mại: Bằng chứng từ Việt Nam Tạp chí Phát triển Hội nhập 2015;25(35):54-61 Nguyễn Thị Kim Anh Tác động vốn ngân hàng đến khả sinh lời rủi ro tín dụng ngân hàng thương mại cổ phần Việt Nam Tạp chí Khoa học Trường Đại học An Giang 2018;19(1):59–66 ... thấy, tỉ lệ dự phòng rủi ro khứ, tỉ lệ vốn chủ sở hữu, tỉ lệ vốn chủ sở hữu bình phương có ý nghĩa thống kê Trong đó, tỉ lệ dự phịng rủi ro tín dụng khứ tỉ lệ vốn chủ sở hữu đồng biến với tỉ lệ rủi. .. lệ dự phòng rủi ro giảm Mối quan hệ phi tuyến cho thấy tỉ lệ vốn tăng rủi ro tín dụng tăng, đến ngưỡng định đó, tỉ lệ vốn tăng tỉ lệ dự phịng rủi ro tín dụng giảm Tỉ lệ dự phịng rủi ro tín dụng. .. quan hệ đồng biến tỉ lệ vốn chủ sở hữu đến tỉ lệ dự phịng rủi ro tín dụng Ngồi ra, kết nghiên cứu cho thấy có mối quan hệ phi tuyến tỉ lệ dự phòng rủi ro tín dụng tỉ lệ vốn chủ sở hữu Nghiên cứu