Các yếu tố ảnh hưởng đến nợ xấu của các ngân hàng thương mại cổ phần tại Việt Nam năm 2023

Giải thích các biến được lựa chọn và kỳ vọng về dấu

Dựa trên kết quả nghiên cứu của Nguyễn Thị Hồng Vinh (2015) và Wood & Skinner (2018) tác giả đề ra giả thuyết quy mô ngân hàng có khả năng tác động cùng chiều với tỷ lệ nợ xấu. Trong đó, số liệu về dự phòng rủi ro cho vay khách hàng và tổng dự nợ cho vay khách hàng được trích từ bảng cân đối kế toán hàng năm của các ngân hàng giai đoạn 2017-2021. Dựa trên kết quả nghiên cứu của Messai và Jouini (2013) và Nguyễn Thị Bích Ngọc (2016) tác giả đề ra giả thuyết tỷ lệ dự phòng cho vay khách hàng có khả năng tác động cùng chiều với tỷ lệ nợ xấu.

Dựa trên kết quả nghiên cứu của Louzis và cộng sự (2010) và Klein (2013) tác giả đề xuất tỷ lệ vốn chủ sở hữu trên tổng tài sản có khả năng tác động ngược chiều với tỷ lệ nợ xấu. Trong khi số liệu về lợi nhuận sau thuế chủ yếu được trích lập từ các báo cáo kết quả hoạt động kinh doanh của ngân hàng thì dữ liệu về vốn chủ sở hữu được thu thập từ nguồn bảng cân đối kế toán của các ngân hàng từ 2017 đến 2021. Dựa trên kết quả nghiên cứu của Phạm Dương Phương Thảo và Nguyễn Linh Đan (2018) tác giả đề xuất tỷ lệ lợi nhuận trên tổng vốn chủ sở hữu có khả năng tác động ngược chiều với tỷ lệ nợ xấu.

Dựa trên kết quả nghiên cứu của Phạm Dương Phương Thảo và Nguyễn Linh Đan (2018) hay Nguyễn Thành Đạt (2018) tác giả đề xuất tốc độ tăng trưởng kinh tế có khả năng tác động ngược chiều với tỷ lệ nợ xấu.

Phương pháp nghiên cứu 1. Phương pháp định tính

Ѕố người thất nghiệpố người thất nghiệp t - Ѕố người thất nghiệpố người thất nghiệp \ Ѕố người thất nghiệpố người thất nghiệp 1 \ + Nguồn: Tác giả tự tổng hợp.

Quy trình nghiên cứu

Dựa trên những dữ liệu thu thập được từ báo cáo tài chính của các NHTMCP tại Việt Nam và World Bank, tác giả tiến hành lọc ra các thông tin cần thiết và tính toán biến độc lập trên phần mềm Excel trước khi đưa vào ước lượng bằng phần mềm Eviews 10. Đầu tiên là mô hình bình phương nhỏ nhất dạng gộp (Pooled OLS), các dữ liệu quan sát là đồng nhất (không tồn tại sự khác biệt giữa các đơn vị chéo) hay nói cách khác là các dữ liệu được gộp lại mà không phân biệt đặc tính thay đổi theo thời gian, không kiểm soát được từng đặc điểm riêng của mỗi ngân hàng. Mô hình tác động cố định (FEM), khi các đơn vị chéo được quan sát không đồng nhất và các biến bị bỏ sót có tác động cố định và có tương quan với biến độc lập hay có thể hiểu là phần dư của mô hình có tương quan với biến độc lập.

Hiện tượng đa cộng tuyến là việc mà các biến độc lập có mối quan hệ gần như tuyến tính với nhau, hiện tượng đa cộng tuyến sẽ làm cho các sai số chuẩn thường cao hơn, giá trị thống kê thấp hơn và có thể không có ý nghĩa. Mô hình hồi quy được xem là có hiện tượng tự tương quan nếu có sự tương quan giữa các thành phần của chuỗi các quan sát được sắp xếp theo thứ tự thời gian (trong các số liệu chuỗi thời gian) hoặc không gian (trong số liệu chéo). Ở bước này tác giả sẽ đưa ra nhận xét về các giả thuyết đã đề xuất ban đầu so với kết quả thu được từ bài nghiên cứu này, đánh giá chiều hướng và mức độ tác động của các biến độc lập đến đến biến phụ thuộc.

Đồng thời giải thích các biến được lựa chọn cũng như đặt ra giả thuyết nghiên cứu và kỳ vọng về chiều hướng tác động của các biến độc lập vi mô và vĩ mô đối với biến phụ thuộc là tỷ lệ nợ xấu của các NHTMCP tại Việt Nam trong giai đoạn 2017-2021.

Thống kê mô tả

• So sánh giữa các mô hình Pooled OLS, FEM và REM 1. Kết quả ước lượng mô hình Pooled OLS

Dữ liệu thống kê của các biến vi mô được thu thập từ báo cáo tài chính của 25 NHTMCP tại Việt Nam hiện nay kết hợp với dữ liệu của các biến vĩ mô được. Độ lệch chuẩn 1.11 nhỏ hơn so với giá trị trung bình, có thể thấy dữ liệu về quy mô ngân hàng dao động ổn định và hầu hết các ngân hàng đều có quy mô tăng dần qua các năm. Tỷ lệ lợi nhuận trên tổng vốn chủ sở hữu (ROE): theo thống kê tỷ lệ lợi nhuận trên tổng vốn chủ sở hữu bình quân của các ngân hàng trong nghiên cứu là 11.54%.

Tương quan dương giữa biến độc lập LLR và biến phụ thuộc NPL là 0.1017, cho thấy tỷ lệ dự phòng rủi ro cho vay khách hàng càng cao thì có khả năng sẽ làm gia tăng tỷ lệ nợ xấu. Tương quan giữa biến NPL và biến ETA là 0.0346, điều này hàm ý rằng ngân hàng có tỷ lệ vốn chủ sở hữu trên tổng tài sản càng cao thì sẽ làm tỷ lệ nợ xấu càng cao, khi tỷ lệ vốn chủ sở hữu trên tổng tài sản tăng 1 đơn vị thì tỷ lệ nợ xấu tăng 0.0346 và ngược lại. Điều này phù hợp với kết luận của Kennedy (2008) rằng “nếu hệ số tương quan giữa các biến độc lập sử dụng trong mô hình lớn hơn hoặc bằng 0.9 thì xảy ra hiện tượng đa cộng tuyến nghiêm trọng và ngược lại”.

Kết quả hồi quy mô hình theo Pooled OLS ở bảng 4.4 cho thấy Adjusted R- squared đạt giá trị khá thấp 0.1688, nghĩa là các biến độc lập chỉ giải thích được 16.88% sự biến thiên của biến phụ thuộc.

E. of regression

• Kiểm định các khuyết tật của mô hình 1. Kiểm định hiện tượng đa cộng tuyến

Trong mô hình hồi quy REM ngoại trừ các biến có nghĩa thống kê bao gồm LLR, LGR, ROE với mức ý nghĩa 10% thì các biến còn lại trong mô hình không có ý nghĩa thống kê do Prob lớn hơn mức ý nghĩa 10% nên bị loại khỏi mô hình. Từ kết quả bảng 4.8 có thể thấy hệ số phóng đại phương sai VIF của tất cả các biến giải thích trong mô hình đều nhỏ hơn 10, như vậy không có hiện tượng đa cộng tuyến trong mô hình. Dựa vào bảng kết quả 4.9 giá trị kiểm định Durbin-Watson stat bằng 0.7032 thuộc khoảng từ 1 đến 3, như vậy có thể kết luận mô hình không có hiện tượng tự tương quan.

Như vậy mô hình có hiện tượng phương sai sai số thay đổi dẫn đến các ước lượng bằng phương pháp OLS không còn hiệu quả và đáng tin cậy. Trong chương 4 tác giả đã trình bày kết quả ước lượng của các mô hình hồi quy về các yếu tố tác động đến nợ xấu NHTMCP tại Việt Nam. Từ đó so sánh và đưa ra kết luận REM là mô hình hồi quy phù hợp, trong đó biến LLR và ROE có tác động cùng chiều tới biến phụ thuộc NPL, trái lại LLR có tác động ngược chiều với biến NPL.

Trên cơ sở kết quả phân tích chương 4, tác giả sẽ đưa ra các hàm ý nhằm hạn chế tỷ trọng nợ xấu của các NHTMCP tại Việt Nam trong giai đoạn tiếp theo.