Bảng 4.9: Kết quả kiểm định giả thiết thống kê Yếu tố Giả thiết
tác động Hệ số p_value Kết quảtác động trong mô hình
NPL_LA +/- 0,8837>5% Không có ý nghĩa thống kê LOANS +/- 0,5901>5% Không có ý nghĩa thống kê LLP_LA +/- 0,6523>5% Không có ý nghĩa thống kê
IR +/- 0,2779>5% Không có ý nghĩa thống kê
D(GDP) +/- 0,0241<5% Có ý nghĩa thống kê D(CPI) +/- 0,2570>5% Không có ý nghĩa thống kê
Phương trình hồi quy cuối cùng như sau:
ROA = 0.005441 - 0.150014*D(GDP)
β1 = 0,005311 cho thấy nợ xấu trên tổng cho vay (NPL_LA) có tác động
dương đến khả năng sinh lời của chi nhánh (ROA), khi biến này tăng lên 1% thì ROA tăng lên 0,0053% và ngược lại. Tuy nhiên biến này không có ý nghĩa thống kê do hệ số p_value > 5%.
β2 = 0,005862 cho thấy tốc độ tăng trưởng dư nợ cho vay (LOANS) có tác
động dương đến khả năng sinh lời của chi nhánh, khi biến này tăng lên 1% thì khả năng sinh lời của chi nhánh tănglên 0,005862% và ngược lại. Biến này cũng không có ý nghĩa thống kê do hệ số p_value của biến này > 5%.
β3 = -0.125080 cho thấy tỷ lệ dự phòng rủi ro trên tổng dư nợ cho vay có tác
động âm đến khảnăng sinh lời của chi nhánh, khi biến này tăng lên 1% thì khảnăng
sinh lời của chi nhánh giảm 0,1251 % và ngược lại. Biến này cũng không có ý nghĩa
thống kê do hệ số p_value của biến này > 5%.
β4 = -0,030162 cho thấy lãi suất cho vay (IR) có tác động âm đến khả năng
sinh lời của chi nhánh, khi biến này tăng lên 1% thì khảnăng sinh lời của chi nhánh giảm 0,030162% và ngược lại. Biến này cũng không có ý nghĩa thống kê do hệ số
p_value của biến này > 5%.
β5 = -0,159331 cho thấy tốc độ biến thiên của tốc độ tăng trưởng kinh tế có
tác động âm đến khảnăng sinh lời của chi nhánh, khi biến này tăng lên 1% thì khả năng sinh lời của chi nhánh giảm 0,159331% và ngược lại. Biến này có ý nghĩa
thống kê do hệ số p_value của biến này < 5%.
β6 = 0,024103 cho thấy tốc độ biến thiên của lạm phát có tác động dương đến khảnăng sinh lời của chi nhánh, khi biến này tăng lên 1% thì khảnăng sinh lời của
chi nhánh tăng 0,024% và ngược lại. Biến này cũng không có ý nghĩa thống kê do hệ số p_value của biến này > 5%.
Như vậy, với 6 biến độc lập trong mô hình, chỉ có biến GDP là có tác động
đến khả năng sinh lời của chi nhánh ở mức ý nghĩa 5%. Kết quả này trùng với giả
thiết nghiên cứu ban đầu là GDP có tác động đến khả năng sinh lời ROA và tác
mối quan hệ cùng chiều nhưng mối quan hệ này lại không có ý nghĩa. Tức là nợ xấu
không có tác động đến khả năng sinh lời của Agribank chi nhánh Thừa Thiên Huế. Các yếu tốkhác như: tốc độ tăng trưởng dư nợ tín dụng (LOANS), tỷ lệ dự phòng rủi ro trên tổng dư nợ tín dụng (LLP_LA), lạm phát (CPI), Lãi suất (IR) cũng không có tác động đến khảnăng sinh lời của chi nhánh ngân hàng.
Kết quả nghiên cứu từ diễn biến nợ xấu và khảnăng sinh lời của ngân hàng cho thấy những năm gần đây, nợ xấu của Agribank chi nhánh Thừa Thiên Huếđang có xu hướng gia tăng trong khi lợi nhuận tăng trưởng thấp và giảm mạnh trong năm 2014.
Kết quả chạy mô hình xem xét các yếu tố có tác động đến khả năng sinh lời của chi nhánh bao gồm các yếu tốvĩ mô như: tốc độtăng trưởng kinh tế (GDP), lạm phát (CPI), lãi suất cho vay (IR) và các yếu tố nội tại của ngân hàng như: nợ xấu
trên dư nợ cho vay (NPL/LA), dự phòng rủi ro tín dụng trên tổng dư nợ cho vay (LLP/LA) và tốc độtăng trưởng dư nợ tín dụng (LOANS) cho kết quảnhư sau: (adsbygoogle = window.adsbygoogle || []).push({});
Nợ xấu (NPL/LA), tốc độtăng trưởng dư nợ tín dụng, tốc độtăng trưởng của lạm phát có tác động cùng chiều với khảnăng sinh lời của ngân hàng, dự phòng rủi ro tín dụng trên tổng dư nợ cho vay và lãi suất cho vay có tác động ngược chiều đến khả năng sinh lời của ngân hàng. Tuy nhiên, tác động của tất cả các yếu tốnày đều
không có ý nghĩa thống kê do hệ số p_value của hệ số biến thiên của các yếu tố này lớn hơn mức ý nghĩa 5%.
Chỉ có sai phân bậc 1 của tốc độ tăng trưởng kinh tếcó tác động âm đến khả năng sinh lời của chi nhánh và sự tác động này có ý nghĩa thống kê do hệ số
p_value của hệ số hồi quy của biến D(GDP) nhỏ hơn 5%. Hệ số β= -0,150014 cho thấy khi mức biến thiên của tốc độ tăng trưởng kinh tế tăng lên 1% thì khả năng
sinh lời của chi nhánh giảm 0,15% và ngược lại.
Mặc dù mối quan hệ giữa nợ xấu và khả năng sinh lời của chi nhánh không cho kết quảnhư kì vọng ban đầu nhưng so thực tế của chi nhánh với thực trạng nợ
xấu và khả năng sinh lời trong hệ thống ngân hàng hiện nay cũng thấy được mối quan hệngược chiều giữa 2 yếu tố này, nhất là trong thời gian những năm gần đây,
nợ xấu trở thành mối lo ngại của toàn hệ thống ngân hàng, đe doạ đến sự phát triển kinh tế. Tỷ lệ nợ xấu quá cao cho thấy hoạt động thiếu an toàn của hệ thống ngân
hàng gây ảnh hưởng đến uy tín của các ngân hàng cùng với áp lực giải quyết nợ xấu buộc các ngân hàng phải trích lập chi phí dự phòng rủi ro cao đã ảnh hưởng trực tiếp đến thu nhập của ngân hàng và có tác động xấu đến khảnăng sinh lời của ngân hàng nói chung và Agribank chi nhánh Thừa Thiên Huế nói riêng
Thảo luận kết quả nghiên cứu
Như vậy, theo lý thuyết, nợ xấu và khả năng sinh lời của ngân hàng có mối quan hệ tiêu cực bởi nợ xấu là chỉ tiêu quan trọng để đánh giá chất lượng tín dụng của các TCTD, từđó có thể thấy được sức khỏe tài chính, kỹnăng quản trị rủi ro,… của TCTD đó. Nợ xấu tăng cao có thể dẫn đến TCTD bị thua lỗ và giảm lòng tin của người gửi tiền, ảnh hưởng nghiêm trọng đến uy tín của TCTD. Tình trạng này kéo dài sẽ làm TCTD bị phá sản, gây hậu quả nghiêm trọng cho nền kinh tế nói chung và hệ thống tài chính nói riêng. Tuy nhiên, trong nghiên cứu của tác giả nợ
xấu và khả năng sinh lời tại Agribank chi nhánh Thừa Thiên Huế có mối quan hệ
cùng chiều và không có ý nghĩa thống kê.
Mô hình nghiên cứu của luận văn được tổng hợp từ các nghiên cứu của các tác giả Kolapo T. Funso; Ayeni, R. Kolade (2012), Neir Klein (2013), Ahlem Selma Messai (2013). So sánh với các nghiên cứu này ta thấy rằng trong cả 3 mô hình nợ
xấu đều có tác động tiêu cực đến khảnăng sinh lời của ngân hàng trong khi kết quả
nghiên cứu tại Argibank chi nhánh Thừa Thiên Huế thì ngược lại, nợ xấu có tác
động dương và không có ý nghĩa thống kê. Tốc độ tăng trưởng dư nợ cho vay trong nghiên cứu của Ahlem Selma Messai (2013) có tác động dương đến khảnăng sinh
lời, biến này trong nghiên cứu tại Agribank chi nhánh Thừa Thiên Huế có tác động
dương nhưng không có ý nghĩa thống kê. Biến dự phòng rủi ro trên tổng dư nợ cho vay và lãi suất trong nghiên cứu của Neir Klein (2013) có tác động dương đến khả năng sinh lời của ngân hàng trong khi nghiên cứu ở Agribank chi nhánh Thừa Thiên Huế, các biến này lại có tác động âm và không có ý nghĩa thống kê. Đối với các biến vĩ mô, lạm phát trong nghiên cứu của Ahlem Selma Messai (2013), Neir Klein (2013) có tác động dương đến ROA, kết quả trong nghiên cứu ở Agribank chi nhánh Thừa Thiên Huế cũng là tác động dương nhưng không có ý nghĩa thống kê, biến GDP có tác động tiêu cực đến khả năng sinh lời trong nghiên cứu của Ahlem
Selma Messai (2013), kết quả nghiên cứu ở Agribank chi nhánh Thừa Thiên Huế
trùng với kết quả nghiên cứu này trong khi GDP lại không có tác động đến khả năng sinh lời trong nghiên cứu của Neir Klein (2013).
Nguyên nhân gây ra sự khác biệt này là do điều kinh tếở mỗi quốc gia trong mỗi thời kì là khác nhau nên có sự khác biệt về kết quả nghiên cứu. Thêm vào đó,
có thể do quy mô mẫu nghiên cứu ở chi nhánh Agribank Thừa Thiên Huế khá nhỏ
trong khi ở nghiên cứu của Kolapo T. Funso; Ayeni, R. Kolade (2012) là số liệu của
5 ngân hàng thương mại tại Nigeria trong 11 năm từ2000 đến 2010, nghiên cứu của Ahlem Selma Messai (2013) là mẫu của 85 ngân hàng trong ba nước (Italia, Hy Lạp
và Tây Ban Nha) cho giai đoạn 2004-2008 và nghiên cứu của Neir Klein (2013) là mẫu số liệu của ngân hàng các nước Trung, Đông và Nam Tây Âu (CESCEE) trong thời kì 1998-2011. Các nghiên cứu này đều là dữ liệu bảng với quy mô mẫu lớn, chứa đựng nhiều thông tin và tổng quát hơn so với số liệu chuỗi thời gian mà tác giả
sử dụng trong mô hình nghiên cứu tại Agribank chi nhánh Thừa Thiên Huế.
So sánh với một số nghiên cứu khác trình bày trong chương 2, kết quả
nghiên cứu trong mô hình ở Agribank chi nhánh Thừa Thiên Huế giống với kết luận về mối quan hệ giữa nợ xấu và khả năng sinh lời trong nghiên cứu của Đỗ Quỳnh Anh, Nguyễn Đức Hùng (2013): Phân tích thực tiễn về những yếu tố quyết định nợ
xấu tại các ngân hàng thương mại Việt Nam. Nghiên cứu cũng thực hiện hồi quy (adsbygoogle = window.adsbygoogle || []).push({});
OLS nhưng với dữ liệu bảng của quy mô 10 ngân hàng thương mại lớn nhất trong
giai đoạn 2005-2006 đến 2011-2012. Trong nghiên cứu của 2 tác giả này, mối quan hệ giữa khả năng sinh lời của ngân hàng (ROE) và nợ xấu đều không có ý nghĩa
thống kê. Trong khi đó, các nghiên cứu của Aamir Azeem, Amara (2014), Trịnh Quốc Trung, Nguyễn Văn Sang (2013), đều cho thấy mối quan hệngược chiều giữa nợ xấu và khả năng sinh lời của ngân hàng.
Kết quả nghiên cứu của mô hình và nghiên cứu của 2 tác giả Đỗ Quỳnh Anh, Nguyễn Đức Hùng (2013) đi ngược lại với các nghiên cứu trước đây và cũng đi ngược với thực tếở Việt Nam hiện nay. Đó là hiện tượng trong năm 2013 -2014 các ngân hàng công bố báo cáo tài chính với lợi nhuận giảm mạnh so với những
khoản chi phí trích lập dự phòng rủi ro do các ngân hàng phải thực hiện để giải quyết nợ xấu. Theo quy định của Ngân hàng Nhà nước (NHNN) hiện nay, với mỗi khoản huy động, các NHNN phải dành 3% cho dự trữ bắt buộc, 10% dự trữ thanh khoản. Ngoài ra, khi bắt đầu cho vay, NH còn phải trích 0,75% cho dự phòng chung (dành cho những tổn thất chưa xác định được trong quá trình phân loại nợ). Khoản trích lập dự phòng lớn nhất khi ứng với mức độ rủi ro từng món nợ, NH phải trích lập dựphòng tăng dần. Cụ thể, nợ nhóm 1 (nợ đủ tiêu chuẩn) không cần trích lập; nợ nhóm 2 (nợ cần chú ý) 5%; nhóm 3 (dưới tiêu chuẩn) 20%; nhóm 4 (nghi ngờ) 50%; nhóm 5 (có nguy cơ mất vốn) 100%. Trong khi đó, nợ xấu lại
đang ngày càng tăng nhanh do hoạt động sản xuất- kinh doanh của doanh nghiệp (DN) vẫn còn khó khăn nên tới hạn trả nợ nhiều DN đã không có khảnăng trả, dẫn
đến số nợ xấu tăng lên. Bên cạnh đó, việc thực hiện Thông tư 09/2014/TT-NHNN về việc phân loại dự phòng rủi ro và phân loại nợ đã yêu cầu các TCTD phải thực hiện quy trình cơ cấu lại, phân loại nợ với phạm vi rộng hơn. Theo quy định cũ,
TCTD chỉ đánh giá nợ xấu tính trên dư nợ cho vay, nhưng theo quy định mới thì cả khoản đầu tư vào trái phiếu DN cũng phải xếp hạng nợ, vì thế nợ xấu mới gia
tăng. Do vậy, chi phí dự phòng và nợ xấu tăng cao khi ngân hàng chú trọng yếu tố
minh bạch và nghiêm túc tuân thủ các quy định của NHNN về việc trích lập và phân loại nợ. Theo khảo sát của Ernst & Young (EY)6F
7 cho thấy, hầu hết các ngân hàng Việt Nam thừa nhận trích lập dự phòng rủi ro đang là hạng mục tiêu tốn chi phí lớn, trong bối cảnh nợ xấu tăng khi các nhà băng phải thực hiện phân loại nợ sát hơn nhằm thực hiện Thông tư 02. Mặc dù còn phương án giải quyết nợ xấu
khác đó là bán nợ cho công ty VAMC nhưng từ đầu năm 2014 đến nay, việc mua nợ xấu của VAMC gần như chững lại và con số nợ xấu mà VAMC mua lại không
đáng kể so với số nợ xấu của hệ thống ngân hàng. Đó là do VAMC đến giờ vẫn
đang trong tiến trình hoàn thiện bộ máy nên chưa thực sự hoạt động tốt. Thêm nữa, việc xử lý số nợ xấu mua vào đang là vấn đề nan giải với tổ chức này. Vì vậy,
các ngân hàng thường chọn cách tự xử lý nợ xấu thay vì bán lại cho VAMC và đó
7“Khảo sát ngành ngân hàng tại các thịtrường mới nổi - Đầu tư để thành công”, với sự tham gia của 50 lãnh đạo cao cấp của các ngân hàng, 11 quốc gia mới nổi trong đó có Việt Nam và hơn 9.000 khách hàng cá nhân
cũng là lý do khiến trích lập dự phòng rủi ro tăng cao. Thêm vào đó, đây là thời kỳ
mà các ngân hàng buộc phải quay về giá trị thực của hoạt động ngân hàng. Các ngân hàng phải tăng cường trích lập dự phòng để hoạt động lành mạnh, an toàn chứ không phải là sự làm đẹp báo cáo tài chính với con số lợi nhuận không phản
ánh đúng tình trạng hoạt động của ngân hàng.