Bảng 4.19. Bảng tóm tắt kết quả mô hình hồi quy 1,2 và 4
ST
T Biến
Mô hình 1(LL) Mô hình 2(∆RII) Mô hình 4 (EQASSET)
Β P-value β P-value Β P-value
1 LL1 0,1921808* 0,057 2 LG 0,0079467*** 0,000 0,0058955 0,479 -0,0355585*** 0,000 3 LG1 -0,0040247*** 0,010 4 LG2 -0,001284 0,800 5 SIZE 0,0056053** 0,024 - 0,0044853** 0,032 -0,0000777 0,982 6 EQASSETS 0,165903 0,289 -0,0471999 0,156
Ghi chú: *** là ý nghĩa mức 1%, ** là ý nghĩa mức 5% và * là ý nghĩa mức 10%.
Bảng 4.20. Bảng tóm tắt kết quả hồi quy mô hình 3 Biến phụ thuộc: Lossing Trường hợp 1, Lossing01 Trường hợp 2, Lossing012 Trường hợp 3, Lossing0 ST
T Biến Β P-value β P-value Β P-value
1 LG 0,0769794 0,386 -0,0003979 0,997 -0,0109921 0,420
2 SIZE 0,3835887 0,235 0,0231401 0,924 0,0444734* 0,058
3 EQASSET 8,800791 0,282 -2,289248 0,433 -0,3740418 0,432
4 Constant -7,289976 0,255 0,03476722 0,935 -0,4843823 0,268
Ghi chú: *** là ý nghĩa mức 1%, ** là ý nghĩa mức 5% và * là ý nghĩa mức 10%.
Giải thích ý nghĩa của từng biến số trong các mô hình được mô tả như sau: Kết quả tổng hợp cho thấy biến chính LG có ảnh hưởng đến LL trong mô hình 1 và delta EQASSETS trong mô hình 4. LG tác động cùng chiều đến LL và tác động ngược chiều đến delta EQASSETS. Biến LG với độ trễ 1 năm (lag 1 LG) tác động ngược chiều đến LL. Biến LL với độ trễ 1 năm (lag 1 LL) tác động cùng chiều
65 đến LL. Biến quy mô SIZE tác động cả ba mô hình: mô hình 1, mô hình 2 và mô hình 3. Trong mô hình 1, và mô hình 3, biến quy mô SIZE tác động cùng chiều với LL và LOSSING nhưng tác động ngược chiều với delta RII trong mô hình 2.
Biến LGi,t (tăng trưởng tín dụng năm hiện hành).
Biến số này thể hiện tăng trưởng tín dụng năm hiện hành của ngân hàng. Nó tác động cùng chiều đến rủi ro tín dụng (LL), ngược chiều đến thanh khoản ngân hàng (delta EQASSET) và có ý nghĩa thống kê tại mô hình (I) và (IV). Kết quả này đúng với giả thuyết nghiên cứu đã đặt ra. Tăng trưởng tín dụng năm hiện hành (LGi,t) tác động cùng chiều đến rủi ro tín dụng với p=0.000, β = 0.007. Kết quả này ngược với kết quả tìm được trong nghiên cứu của Hess & ctg (2009), Salas & Saurina (2002). Các tác giả này giải thích rằng, thông thường, khách hàng hiếm khi không trả được nợ trong năm đầu tiên sau khi nhận được khoản vay. Tuy nhiên, đối với các ngân hàng ở Việt Nam, tỷ lệ dư nợ cho vay ngắn hạn luôn luôn chiếm tỷ trọng rất cao trong tổng dư nợ. Điều này dễ làm tăng khả năng vỡ nợ cho khách hàng vay trong điều kiện suy thoái kinh tế hoặc thắt chặt tín dụng, từ đó dẫn đến rủi ro tín dụng ngân hàng tăng lên.
Trong mô hình 1, tăng trưởng tín dụng làm tăng rủi ro tín dụng. Thông thường xét về hành vi đầu tư: chấp nhận rủi ro, đòi hỏi lợi nhuận cao. Chính vì vậy, tác giả xét thêm mô hình 2 để có một cái nhìn tổng quát hơn về tác động của tăng trưởng tín dụng đến các mặt của ngân hàng. Biến tăng trưởng tín dụng không có ý nghĩa thống kê trong mô hình 2. Đối với hầu hết các ngân hàng Việt Nam, hoạt động tín dụng tạo ra phần lớn thu nhập cho ngân hàng. Tăng trưởng tín dụng thông thường làm tăng thu từ lãi. Tuy nhiên, trong mô hình 2, mặc dù tăng trưởng tín dụng nhưng thu từ lãi không tăng. Điều này có nghĩa lãi suất cho vay giảm. Áp lực cạnh tranh dẫn đến áp lực giảm lãi suất.
Trong mô hình 3, tác giả phân ra 03 trường hợp. Trường hợp 1, tác giả chạy mô hình với biến tăng trưởng tín dụng năm hiện hành và tăng trưởng tín dụng với độ trễ một năm (lấy trung bình biến tăng trưởng tín dụng năm hiện hành, tăng trưởng tín dụng với độ trễ 1 năm) (hai biến này có ý nghĩa thống kê trong mô hình
66 1); trường hợp 2, mô hình với biến tăng trưởng tín dụng năm hiện hành và tăng trưởng tín dụng với độ trễ 1 năm, tăng trưởng tín dụng với độ trễ 2 năm (lấy trung bình biến tăng trưởng tín dụng năm hiện hành, tăng trưởng tín dụng với độ trễ 1 năm, và tăng trưởng tín dụng với độ trễ 2 năm); trường hợp 3, mô hình với biến tăng trưởng tín dụng năm hiện hành. Trong mô hình 3, sở dĩ nghiên cứu lấy trung bình là vì mô hình 3 không xét đến độ trễ của LG nhưng để đại diện cho một khoảng thời gian, nghiên cứu lấy giá trị trung bình.
Tuy nhiên, biến tăng trưởng tín dụng ở cả 3 trường hợp đều không có ý nghĩa thống kê. Tăng trưởng tín dụng làm cho rủi ro tín dụng tăng (mô hình 1) nhưng đổi lại làm cho thu nhập lãi ròng tăng. Điều này cho thấy có sự đánh đổi giữa rủi ro và lợi nhuận.
Trong mô hình 4, tăng trưởng tín dụng tác động ngược chiều đến thanh khoản ngân hàng với mức ý nghĩa 1%, phù hợp với giả thuyết ban đầu 4.1 nghiên cứu đặt ra, cùng quan điểm với Foos và ctg (2010).
Biến LGi,t-1 (tăng trưởng tín dụng với độ trễ một năm).
Tăng trưởng tín dụng với độ trễ 1 năm (LGi,t-1) có tác động ngược chiều (β= - 0,0040247) đến rủi ro tín dụng ở mức ý nghĩa 1%, phù hợp với kết quả nghiên cứu của Clair (1992) và Keeton (1999). Tăng trưởng tín dụng với độ trễ 2 năm (LGi,t-2) tác động ngược chiều đến rủi ro tín dụng nhưng không có ý nghĩa thống kê. Điều này cho thấy nợ ngắn hạn chiếm tỷ trọng lớn trong tổng dư nợ của các ngân hàng thương mại Việt Nam, và biến tăng trưởng tín dụng tác động đến rủi ro tín dụng với độ trễ cũng ngắn hơn so với các nước phát triển mà Hess và ctg (2009), Foos và ctg (2010) đã nghiên cứu.
Biến rủi ro tín dụng ngân hàng trong quá khứ với độ trễ một năm (LLi,t-1)
Biến rủi ro tín dụng ngân hàng trong quá khứ với độ trễ một năm (LLi,t-1) có tác động cùng chiều đến rủi ro tín dụng năm hiện hành (p=0.057<0.1, β =0.192). Kết quả này đúng với giả thuyết nghiên cứu đã đặt ra và cùng quan điểm với kết
67 ctg (2010), Thiagarajan & ctg (2011), Amador và ctg (2013). Điều này cho thấy rủi ro tín dụng trong quá khứ sẽ ảnh hưởng đến rủi ro tín dụng những năm tiếp sau.
Biến SIZE (quy mô ngân hàng)
Biến số này thể hiện quy mô của ngân hàng. Trong mô hình 1, quy mô ngân hàng tác động cùng chiều đến rủi ro tín dụng ngân hàng với mức ý nghĩa 5%, phù hợp với giả thuyết nghiên cứu đặt ra, cùng kết quả nghiên cứu của các tác giả như: Foos và ctg (2010). Điều này có nghĩa là quy mô ngân hàng càng lớn, rủi ro tín dụng càng tăng. Đối với Việt Nam trong giai đoạn vừa qua, các ngân hàng có qui mô lớn đa số là những ngân hàng thương mại quốc doanh. Mà những ngân hàng này thường tập trung cho các doanh nghiệp Nhà nước và các tập đoàn lớn vay vốn. Các doanh nghiệp này mặc dù kinh doanh kém hiệu quả nhưng họ có ưu thế hơn trong quan hệ vay mượn, nên các ngân hàng thường dễ dàng hơn trong việc xét duyệt cho vay. Điều này đã làm tăng rủi ro tín dụng cho ngân hàng. Ngoài ra, các ngân hàng có quy mô lớn ở Việt Nam là những ngân hàng có hệ thống chi nhánh, phòng giao dịch, công ty con rất nhiều. Tăng trưởng tín dụng ở những đơn vị trực thuộc góp phần làm tăng tín dụng toàn hệ thống. Tuy nhiên, trình độ quản lý, chất lượng nhân sự (yếu tố con người), quy trình quản trị, kiểm soát rủi ro và trình độ công nghệ không theo kịp tốc độ tăng của tăng trưởng tín dụng nên dẫn đến rủi ro tín dụng gia tăng.
Trong mô hình 2, quy mô ngân hàng tác động ngược chiều đến chênh lệch tỷ số thu từ lãi với mức ý nghĩa 5%.
Biến EQASSET (cấu trúc vốn)
Biến cấu trúc vốn ngân hàng được đo lường bằng vốn chủ sở hữu trên tổng tài sản, được dùng làm biến giải thích trong ba mô hình đầu và đều không có ý nghĩa thống kê ở cả ba mô hình. Biến cấu trúc vốn không tác động đến rủi ro tín dụng ngân hàng, phù hợp với nghiên cứu của Foos và ctg. (2010). Cấu trúc vốn không tác động đến sự thay đổi tỷ số thu nhập lãi, không giống kết quả nghiên cứu của Foos và ctg (2010). Theo tác giả này, cấu trúc vốn tác động ngược chiều đến sự thay đổi tỷ số thu nhập. Đối với mô hình 3, cấu trúc vốn không tác động đến tỷ số
68 dự phòng rủi ro tín dụng và thu nhập lãi ròng, cũng không giống kết quả nghiên cứu của Foos và ctg. (2010). Theo Foos và ctg (2010), cấu trúc vốn tác động cùng chiều đến tỷ số dự phòng rủi ro tín dụng và thu nhập lãi ròng với mức ý nghĩa 5%.
Từ các kết quả nghiên cứu trên cho thấy, tăng trưởng tín dụng dẫn đến tăng rủi ro. Một câu hỏi đặt ra là trong điều kiện hiện nay, cầu tín dụng là rất yếu, các NHTM có nên gia tăng dư nợ tín dụng trong các doanh nghiệp hay không? Theo Keeton (1999), tăng trưởng tín dụng trong điều kiện cầu tín dụng tăng, không có rủi ro, nhưng tăng trưởng tín dụng trong điều kiện cầu tín dụng yếu sẽ làm tăng rủi ro tín dụng. Theo website chinhphu.vn, các tổ chức quốc tế như WB, ADB, HSBC, S&P, Moody’s, Ernst&Young dự báo về triển vọng kinh tế, cho rằng tăng trưởng GDP năm 2015 của Việt Nam đạt mức 6% và tăng lên 6-7% trong giai đoạn 2016- 2017. Do đó, nếu kinh tế Việt Nam phát triển như dự báo cùng với kết quả nghiên cứu trên cho thấy tăng trưởng tín dụng sẽ dẫn đến rủi ro tín dụng với độ trễ (tăng trưởng tín dụng với độ trễ 1 năm và rủi ro tín dụng với độ trễ một năm tác động cùng chiều đến rủi ro tín dụng năm hiện hành), chúng tôi nghĩ rằng các NHTM Việt Nam có thể mở rộng tín dụng với điều kiện không giảm các tiêu chuẩn cho vay là một chiến lược kinh doanh đúng trong điều kiện hiện nay.
Tóm tắt chương 4
Trong chương này, thông qua việc thực hiện một số phân tích định lượng như phân tích thống kê mô tả, phân tích tương quan, phân tích đa cộng tuyến và phân tích hồi quy tuyến tính đã cho thấy tác động của tăng trưởng tín dụng và một số biến khác đến rủi ro các NHTM Việt Nam. Cụ thể, tăng trưởng tín dụng tác động cùng chiều đến rủi ro tín dụng, ngược chiều đến thanh khoản và không tác động đối với mô hình lợi nhuận, được đo lường bằng chênh lệch tỷ số thu từ lãi (mô hình 2) và tỷ số giữa dự phòng rủi ro tín dụng trên thu nhập lãi ròng (mô hình 3). Tiếp theo, chương 5 sẽ trình bày kết luận và một số khuyến nghị nhằm mục đích giảm rủi ro các ngân hàng thương mại Việt Nam.
69 CHƯƠNG 5. KẾT LUẬN VÀ KHUYẾN NGHỊ
Sau khi tiến hành một số kiểm định về tác động của tăng trưởng tín dụng đến các mặt hoạt động của ngân hàng và đạt được những kết quả nghiên cứu ở chương 4, chương cuối cùng này sẽ đưa ra các kết luận của nghiên cứu. Từ đó, đề tài có những khuyến nghị nhằm giảm rủi ro cho các NHTM Việt Nam. Mặt khác, chương này cũng cho thấy hạn chế của nghiên cứu để định hướng nghiên cứu trong tương lai.