Kết quả ước lượng bằng phương pháp GMM hệ thống hai bước cho mô hình bảng động với đầy đủ tất cả các nhân tố CAMELS được trình bày trong các Bảng 4.5.1 – 4.5.4. Với số lượng các biến được lựa chọn đưa vào giai đoạn hồi quy này (gồm có 1 biến vốn ngân hàng, 2 biến chất lượng tài sản, 2 biến hiệu quả quản lý, 2 biến lợi nhuận, 2 biến thanh khoản và 1 biến rủi ro lãi suất), sẽ có tất cả 16 hồi quy được thực hiện (1×2×2×2×2×1). Từng hồi quy đều đảm bảo có đầy đủ 6 nhân tố CAMELS bên cạnh các biến kiểm soát môi trường vĩ mô. Cũng cần lưu ý thêm là biến lợi nhuận NIM không được đưa vào bước hồi quy này vì (i) biến lợi nhuận ROA và ROE đã đủ để cho ra các kết quả đáng tin cậy đại diện cho lợi nhuận ngân hàng, (ii) giảm đi tính cồng kềnh của các ước lượng vì việc thêm NIM vào sẽ tăng thêm 16 hồi quy, và (iii) tồn tại mối tương quan khá cao giữa biến NIM và biến chi phí hoạt động trên tổng tài sản (Bảng 4.2), điều này có thể ảnh hưởng các kết quả hồi quy bởi đa cộng tuyến tiềm năng.
Tất cả các kết quả hồi quy trong bước này đều cho thấy tăng trưởng cho vay trong quá khứ (biến độ trễ của biến phụ thuộc) có tác động cùng chiều và có ý nghĩa thống kê lên tăng trưởng cho vay ở hiện tại. Kết quả này là đúng như kỳ vọng như xây dựng mô hình bảng động. Trước đó, trong các hồi quy riêng lẻ của từng biến CAMELS trong mô hình bảng động, hệ số hồi quy độ trễ một năm của tăng trưởng cho vay cũng đều dương và có ý nghĩa thống kê 1% ở tất cả mô hình. Như vậy, điều này cho thấy khi tăng trưởng cho vay có xu hướng tăng ở năm trước sẽ kéo theo tăng trưởng cho vay năm sau tăng lên. Điều này có ý nghĩa là hành vi tăng trưởng cho vay đối với hệ thống ngân hàng mang tính ổn định qua thời gian (persistence). Kết quả này cũng phù hợp với hầu hết các nghiên cứu trước đây cho rằng hành vi ngân hàng năm nay bị ảnh hưởng bởi năm trước, qua đó đề xuất dạng mô hình bảng động
là mô hình phù hợp (ví dụ, Delis và cộng sự, 2014; Vo 2018; Dahir và cộng sự 2019). Kết quả này phù hợp với thực tế rằng các NHTM Việt Nam trong quá trình xây dựng các chiến lược kinh doanh hàng năm, luôn chú trọng đến việc sử dụng chỉ tiêu tăng trưởng tín dụng năm trước để lên kế hoạch và chiến lược cho tăng trưởng năm sau, qua đó có thể đạt mục tiêu về lợi nhuận và tăng trưởng ổn định như kỳ vọng.
Tiếp theo đó, tất cả các kết quả ước lượng đều thỏa mãn điều kiện về hiện tượng tự tương quan trong mô hình với các giá trị p-value của AR(1) nhỏ hơn mức ý nghĩa 5% và các giá trị p-value của AR(2) đều lớn hơn mức ý nghĩa chuẩn 5%. Do đó, mô hình cho thấy không tồn tại tự tương quan bậc 2. Kết quả kiểm định của Hansen đều có giá trị p-value cao (lớn hơn mức ý nghĩa chuẩn 5%) nên không có cơ sở để bác bỏ giả thuyết H0, qua đó có thể khẳng định các biến công cụ được lựa chọn là phù hợp. Do đó, các hệ số ước lượng của mô hình nghiên cứu có thể đạt được hiệu quả và được sử dụng để phân tích nhằm đưa ra đưa các kết luận phù hợp.
Tất cả các kết quả hồi quy trên mô hình gộp tất cả các biến CAMELS được tổng hợp như sau:
Vốn ngân hàng: Kết quả cho thấy biến tỷ lệ vốn chủ sở hữu đánh giá an toàn vốn ngân hàng đều có tương quan cùng chiều với biến tăng trưởng cho vay ở mức ý nghĩa 1% tại tất cả các hồi quy. Kết quả hoàn toàn nhất quán với kết quả đạt được trước đó. Về độ lớn của các tác động, có thể suy luận rằng sự gia tăng một điểm phần trăm trong tỷ lệ vốn chủ sở hữu có thể dẫn đến sự gia tăng từ 1,110–1,882 điểm phần trăm tăng trưởng cho vay, tuỳ thuộc vào mô hình hồi quy cụ thể được áp dụng. Kết quả này cũng hoàn toàn hợp lý về mặt kinh tế. Như vậy, nghiên cứu đạt được bằng chứng rất đáng tin cậy chỉ ra rằng các ngân hàng càng đảm bảo bộ đệm vốn cao càng có cơ sở để mở rộng tăng trưởng cho vay.
Chất lượng tài sản: Kết quả cho thấy hai biến dự phòng rủi ro và tỷ lệ nợ xấu đánh giá chất lượng tài sản (nghịch đảo) đều có tương quan ngược chiều với biến tăng trưởng cho vay ngân hàng ở tất cả các hồi quy. Cụ thể hơn, với biến dự phòng rủi ro, tương quan ngược chiều được quan sát có ý nghĩa thống kê ở mức 1% tại một số hồi quy (cột 2 và 4 Bảng 4.5.1, cột 10 và 12 Bảng 4.5.3). Trong khi đó với biến tỷ lệ nợ xấu, tương quan ngược chiều cũng được quan sát có ý nghĩa thống kê ở mức 1% tại một số hồi quy (cột 6 và 8 Bảng 4.5.2, cột 14 và 16 Bảng 4.5.4). Các kết quả cung cấp đủ bằng chứng để ủng hộ các phát hiện đạt được trước đó về vai trò của chất lượng tài sản. Về độ lớn của các tác động, có thể suy luận rằng sự giảm
điểm phần trăm tăng trưởng cho vay, tuỳ thuộc vào mô hình hồi quy cụ thể được áp dụng; trong khi đó sự giảm sút một điểm phần trăm trong tỷ lệ nợ xấu có thể dẫn đến sự gia tăng
từ 1,213–1,314 điểm phần trăm tăng trưởng cho vay, tuỳ thuộc vào mô hình hồi quy cụ thể được áp dụng. Kết quả này chỉ ra các khoảng dao động khá hẹp và cũng hoàn toàn hợp lý về mặt kinh tế. Như vậy, luận án đạt được bằng chứng đủ tin cậy cho thấy rằng các ngân hàng càng có rủi ro tín dụng thấp càng có cơ sở để mở rộng tăng trưởng cho vay, hay nói cách khác là chất lượng tài sản cao hỗ trợ tích cực hoạt động cho vay của ngân hàng.
Hiệu quả quản lý: Kết quả hồi quy cho thấy bằng chứng nhất định rằng hai biến tỷ lệ chi phí ngoài lãi trên tổng doanh thu và tỷ lệ chi phí hoạt động trên tổng tài sản ngân hàng có tương quan cùng chiều với biến tăng trưởng cho vay. Cụ thể hơn, với biến tỷ lệ chi phí hoạt động trên tổng tài sản, tương quan cùng chiều được quan sát có ý nghĩa thống kê ở mức 1% tại một số hồi quy (cột 9 và 11 Bảng 4.5.3, cột 13, 14, 15 Bảng 4.5.4). Trong khi đó với biến tỷ lệ chi phí ngoài lãi trên tổng doanh thu, tương quan cùng chiều chỉ được quan sát có ý nghĩa thống kê ở mức 10% tại một vài hồi quy (cột 1 và 3 Bảng 4.5.1). Nhìn chung, các kết quả này cũng đã cung cấp bằng chứng tương đối đáng tin cậy để ủng hộ các phát hiện đạt được trước đó về vai trò của hiệu quả quản lý chi phí. Xét độ lớn của các tác động trong trường hợp của biến tỷ lệ chi phí hoạt động trên tổng tài sản ngân hàng, sự gia tăng một điểm phần trăm trong tỷ lệ này có thể dẫn đến sự gia tăng từ 4,549–6,699 điểm phần trăm tăng trưởng cho vay, tuỳ thuộc vào mô hình hồi quy cụ thể được áp dụng (đang xét mức ý nghĩa thống kê 1%). Kết quả này cũng hoàn toàn đảm bảo tính hợp lý về mặt kinh tế. Như vậy, luận án đạt được bằng chứng nhất định cho thấy rằng các ngân hàng có tỷ lệ chi phí hoạt động cao hơn, tức hiệu quả quản lý thấp hơn, sẽ có hoạt động cho vay có xu hướng được mở rộng với quy mô lớn hơn so với các ngân hàng có hiệu quả quản lý chi phí cao hơn.
Lợi nhuận ngân hàng: Kết quả cho thấy hai biến lợi nhuận trên tài sản ROA và lợi nhuận trên vốn chủ sở hữu ROE đều có tương quan cùng chiều với biến tăng trưởng cho vay ở tất cả các hồi quy tại mức ý nghĩa 1% (ngoại trừ hệ số hồi quy của biến ROA tại cột 13 Bảng 4.5.3 có ý nghĩa thống kê tại mức 5%). Các kết quả cung cấp đủ bằng chứng để ủng hộ các phát hiện đạt được trước đó về vai trò của lợi nhuận ngân hàng. Về độ lớn của các tác động, sự gia tăng một điểm phần trăm trong tỷ lệ lợi nhuận trên tài sản ROA có thể dẫn đến sự gia tăng từ 2,420–7,005 điểm phần trăm tăng trưởng cho vay, tuỳ thuộc vào mô hình hồi quy cụ thể được áp dụng; trong khi đó sự gia tăng một điểm phần trăm trong tỷ lệ lợi nhuận trên tài sản ROE có thể dẫn đến sự gia tăng từ 0,302–0,566 điểm phần trăm tăng trưởng cho
vay. Các kết quả này chỉ ra các mức độ tác động hoàn toàn hợp lý về mặt kinh tế. Như vậy, luận án đạt được bằng chứng rất đáng tin cậy chỉ ra rằng các ngân hàng càng có lợi nhuận cao càng mở rộng tăng trưởng cho vay với tốc độ nhanh hơn.
Thanh khoản ngân hàng: Kết quả cho thấy hai biến tỷ lệ tài sản thanh khoản và tỷ lệ cho vay trên tổng tiền gửi đều có mối tương quan có ý nghĩa thống kê với tăng trưởng cho vay ở mức ý nghĩa 1%. Cụ thể hơn, với biến tỷ lệ tài sản thanh khoản trên tổng tài sản, hệ số hồi quy là dương và có ý nghĩa thống kê ở tất cả các hồi quy. Trong khi đó với biến tỷ lệ cho vay trên tổng tiền gửi, hệ số hồi quy là âm và có ý nghĩa thống kê ở tất cả các hồi quy (lưu ý biến này là nghịch đảo của thanh khoản ngân hàng). Các kết quả này đã cung cấp đủ bằng chứng để ủng hộ các phát hiện đạt được trước đó về vai trò của thanh khoản ngân hàng. Về độ lớn của các tác động, sự gia tăng một điểm phần trăm trong tỷ lệ tài sản thanh khoản trên tổng tài sản có thể kéo theo sự gia tăng từ 0,565–0,908 điểm phần trăm tăng trưởng cho vay, tuỳ thuộc vào mô hình hồi quy cụ thể được áp dụng; trong khi đó sự giảm sút một điểm phần trăm trong tỷ lệ cho vay trên tổng tiền gửi có thể dẫn đến sự gia tăng từ 0,213–0,262 điểm phần trăm tăng trưởng cho vay, tuỳ thuộc vào mô hình hồi quy cụ thể được áp dụng. Các kết quả này hoàn toàn hợp lý về mặt kinh tế. Như vậy, luận án đạt được bằng chứng rất đáng tin cậy chỉ ra rằng thanh khoản ngân hàng có tác động tích cực đối với tăng trưởng cho vay.
Nhạy cảm rủi ro thị trường: Trong gần như tất cả các hồi quy, biến đại diện cho nhạy cảm với rủi ro thị trường là khe hở tài sản – nợ đều có hệ số hồi quy có dấu âm và có ý nghĩa thống kê ở các mức chấp nhận được. Như vậy, khi mô hình được lựa chọn có khả năng giải thích cao hơn khi kiểm soát đầy đủ các nhân tố quan trọng, tránh nguy cơ bỏ sót biến, nghiên cứu theo đó đã có bằng chứng đáng tin cậy chỉ ra rằng tồn tại tác động ngược chiều có ý nghĩa của rủi ro lãi suất đối với tăng trưởng cho vay.
Về ý nghĩa độ lớn của hệ số hồi quy, căn cứ vào các kết quả có được, có thể suy luận rằng khi có sự gia tăng một điểm phần trăm trong rủi ro lãi suất tính toán bằng khe hở tài sản – nợ như trong nghiên cứu, tăng trưởng cho vay của các ngân hàng có xu hướng giảm xuống từ 0,240–0,789 điểm phần trăm, tuỳ thuộc vào mô hình cụ thể được lựa chọn để ra quyết định. Kết quả này là hoàn toàn phù hợp về mặt ý nghĩa kinh tế.
Bảng 4.5.1. Kết quả ước lượng cho tất cả các yếu tố CAMELS trên cùng mô hình (hồi quy 1–4) với GMM
(1) (2) (3) (4)
Biến trễ của biến phụ thuộc 0,179*** 0,149*** 0,193*** 0,173***
(0,016) (0,016) (0,020) (0,019)
Vốn chủ sở hữu (C) 1,280*** 1,319*** 1,664*** 1,882***
(0,173) (0,226) (0,187) (0,229)
Dự phòng rủi ro (A) −0,145 −3,970*** −0,218 −4,152***
(1,269) (1,183) (1,081) (1,166)
Chi phí ngoài lãi/Doanh thu (M) 0,175* 0,085 0,189* 0,080
(0,090) (0,119) (0,107) (0,122)
ROA (E) 4,546*** 7,005***
(0,867) (0,920)
ROE (E) 0,412*** 0,566***
(0,064) (0,053)
Tài sản thanh khoản (L) 0,827*** 0,814***
(0,080) (0,077)
Cho vay/Tiền gửi (L) −0,259*** −0,250***
(0,041) (0,037)
Khe hở tài sản – nợ (S) −0,588*** −0,240* −0,593*** −0,245*
(0,131) (0,134) (0,122) (0,131)
Tăng trưởng kinh tế −3,697*** −6,522*** −3,617*** −6,476***
(0,773) (0,864) (0,847) (0,873) Lạm phát −1,703*** −1,147*** −1,709*** −1,186*** (0,152) (0,132) (0,154) (0,127) Số quan sát 353 353 353 353 Kiểm định AR(1) 0,000 0,000 0,000 0,000 Kiểm định AR(2) 0,284 0,331 0,327 0,426 Kiểm định Hansen 0,174 0,183 0,179 0,178
Ghi chú: Biến phụ thuộc là tỷ lệ tăng trưởng cho vay. Sai số chuẩn được trình bày trong dấu ngoặc đơn. *, ** và *** chỉ ra các mức ý nghĩa lần lượt là 10%, 5% và 1%. Các kiểm định tính hợp lệ của ước lượng GMM được trình bày với p-values.
Bảng 4.5.2. Kết quả ước lượng cho tất cả các yếu tố CAMELS trên cùng mô hình (hồi quy 5–8) với GMM
(5) (6) (7) (8)
Biến trễ của biến phụ thuộc 0,229*** 0,206*** 0,245*** 0,226***
(0,027) (0,024) (0,031) (0,027)
Vốn chủ sở hữu (C) 1,119*** 1,189*** 1,398*** 1,547***
(0,151) (0,243) (0,188) (0,282)
Tỷ lệ nợ xấu (A) −0,564 −1,310*** −0,452 −1,213***
(0,344) (0,317) (0,321) (0,271)
Chi phí ngoài lãi/Doanh thu (M) −0,041 −0,129 −0,042 −0,130
(0,112) (0,112) (0,116) (0,112)
ROA (E) 2,727*** 3,681***
(0,877) (1,127)
ROE (E) 0,382*** 0,503***
(0,065) (0,081)
Tài sản thanh khoản (L) 0,577*** 0,565***
(0,124) (0,129)
Cho vay/Tiền gửi (L) −0,225*** −0,213***
(0,042) (0,037)
Khe hở tài sản – nợ (S) −0,641*** −0,371*** −0,713*** −0,480***
(0,110) (0,107) (0,097) (0,106)
Tăng trưởng kinh tế −5,184*** −7,212*** −5,238*** −7,478***
(0,792) (0,895) (0,810) (0,864) Lạm phát −1,522*** −1,022*** −1,608*** −1,143*** (0,176) (0,119) (0,175) (0,120) Số quan sát 313 313 313 313 Kiểm định AR(1) 0,000 0,001 0,000 0,001 Kiểm định AR(2) 0,646 0,688 0,521 0,541 Kiểm định Hansen 0,235 0,186 0,268 0,192
Ghi chú: Biến phụ thuộc là tỷ lệ tăng trưởng cho vay. Sai số chuẩn được trình bày trong dấu ngoặc đơn. *, ** và *** chỉ ra các mức ý nghĩa lần lượt là 10%, 5% và 1%. Các kiểm định tính hợp lệ của ước lượng GMM được trình bày với p-values.
Bảng 4.5.3. Kết quả ước lượng cho tất cả các yếu tố CAMELS trên cùng mô hình (hồi quy 9–12) với GMM
(9) (10) (11) (12)
Biến trễ của biến phụ thuộc 0,196*** 0,156*** 0,208*** 0,178***
(0,019) (0,017) (0,020) (0,019)
Vốn chủ sở hữu (C) 1,110*** 1,261*** 1,419*** 1,818***
(0,230) (0,238) (0,236) (0,250)
Dự phòng rủi ro (A) −0,847 −4,682*** −0,866 −4,920***
(1,325) (1,104) (1,109) (1,143)
Chi phí hoạt động/Tài sản (M) 6,528*** 2,562* 6,699*** 2,595*
(1,253) (1,382) (1,455) (1,444)
ROA (E) 3,517*** 6,727***
(0,931) (1,038)
ROE (E) 0,302*** 0,539***
(0,082) (0,067)
Tài sản thanh khoản (L) 0,908*** 0,902***
(0,082) (0,078)
Cho vay/Tiền gửi (L) −0,262*** −0,252***
(0,042) (0,038)
Khe hở tài sản – nợ (S) −0,631*** −0,286** −0,633*** −0,293**
(0,142) (0,126) (0,126) (0,123)
Tăng trưởng kinh tế −3,167*** −6,334*** −2,983*** −6,305***
(0,811) (0,719) (0,823) (0,694) Lạm phát −1,714*** −1,131*** −1,717*** −1,168*** (0,154) (0,133) (0,159) (0,135) Số quan sát 353 353 353 353 Kiểm định AR(1) 0,000 0,000 0,000 0,000 Kiểm định AR(2) 0,318 0,331 0,346 0,416 Kiểm định Hansen 0,167 0,176 0,175 0,162
Ghi chú: Biến phụ thuộc là tỷ lệ tăng trưởng cho vay. Sai số chuẩn được trình bày trong dấu ngoặc đơn. *, ** và *** chỉ ra các mức ý nghĩa lần lượt là 10%, 5% và 1%. Các kiểm định tính hợp lệ của ước lượng GMM được trình bày với p-values.
Bảng 4.5.4. Kết quả ước lượng cho tất cả các yếu tố CAMELS trên cùng mô hình (hồi quy 13–16) với GMM
(13) (14) (15) (16)
Biến trễ của biến phụ thuộc 0,236*** 0,204*** 0,251*** 0,224***
(0,027) (0,022) (0,030) (0,026)
Vốn chủ sở hữu (C) 1,129*** 1,155*** 1,379*** 1,594***
(0,072) (0,236) (0,129) (0,288)
Tỷ lệ nợ xấu (A) −0,663* −1,314*** −0,540* −1,232***
(0,354) (0,346) (0,327) (0,320)
Chi phí hoạt động/Tài sản (M) 4,864*** 2,200** 4,549*** 1,541
(1,277) (1,116) (1,281) (1,052)
ROA (E) 2,420** 4,042***
(1,098) (1,259)
ROE (E) 0,328*** 0,523***
(0,091) (0,088)
Tài sản thanh khoản (L) 0,672*** 0,655***
(0,127) (0,132)
Cho vay/Tiền gửi (L) −0,221*** −0,216***
(0,037) (0,033)
Khe hở tài sản – nợ (S) −0,736*** −0,459*** −0,789*** −0,553***
(0,106) (0,095) (0,089) (0,094)
Tăng trưởng kinh tế −4,976*** −7,555*** −5,000*** −7,792***
(0,738) (0,729) (0,703) (0,716) Lạm phát −1,522*** −0,950*** −1,581*** −1,078*** (0,164) (0,131) (0,160) (0,124) Số quan sát 313 313 313 313 Kiểm định AR(1) 0,001 0,001 0,000 0,001 Kiểm định AR(2) 0,565 0,657 0,468 0,505 Kiểm định Hansen 0,228 0,194 0,268 0,215
Ghi chú: Biến phụ thuộc là tỷ lệ tăng trưởng cho vay. Sai số chuẩn được trình bày trong dấu ngoặc đơn. *, ** và *** chỉ ra các mức ý nghĩa lần lượt là 10%, 5% và 1%. Các kiểm định tính hợp lệ của ước lượng GMM được trình bày với p-values.
Trong bối cảnh các nghiên cứu thực nghiệm về tác động của rủi ro lãi suất đến hành vi cho vay ngân hàng cho tới nay vẫn là rất hạn chế, các phát hiện của nghiên cứu đã có đóng