Trong mục này, luận án trình bày kết quả hồi quy khảo sát các nhân tố tác động đến tăng trưởng cho vay của các NHTM Việt Nam. Như đã thảo luận trong chương trước, các hồi quy bước đầu sẽ được thực hiện cho từng nhân tố CAMELS được khảo sát, trong đó có kiểm soát môi trường kinh tế vĩ mô. Sau đó đầy đủ tất cả các nhân tố CAMELS được đưa vào cùng mô hình để khẳng định lại kết quả trước đó cũng như đảm bảo khả năng giải thích tốt nhất cho mô hình hồi quy. Sự nhất quán giữa các kết quả theo quy trình khảo sát này sẽ đảm bảo độ tin cậy cho các phát hiện.
Để đảm bảo sự phù hợp của ước lượng GMM trên mô hình bảng động, cần thiết phải xem xét kết quả của các kiểm định về sự phù hợp của biến công cụ, sự không tồn tại của tự tương quan bậc 2 và ý nghĩa thống kê của biến trễ biến phụ thuộc:
• Thứ nhất, tất cả các kết quả kiểm định Hansen để xác định tính chất phù hợp của bộ các biến công cụ được lựa chọn trong ước lượng GMM đều có giá trị p-value lớn (lớn hơn
mức ý nghĩa chuẩn 5%). Kiểm định này có giả thuyết H0 là bộ các biến công cụ là phù hợp, nghĩa là chúng không tương quan với sai số của mô hình ước lượng. Do đó, kết quả ước lượng chỉ ra rằng nghiên cứu không thể bác bỏ giả thuyết H0, hay nói cách khác mô hình được lựa chọn có bộ các biến công cụ được sử dụng là phù hợp.
• Thứ hai, kết quả kiểm định Arellano-Bond để xác định xem liệu mô hình có tồn tại hiện tượng tự tương quan đã chỉ ra giá trị p-value nhỏ (thấp hơn mức ý nghĩa 5%) với kiểm định tự tương quan bậc 1 (AR(1)) và giá trị p-value lớn (lớn hơn mức ý nghĩa 5%) với kiểm định tự tương quan bậc 2 (AR(2)). Kiểm định tự tương quan Arellano-Bond có giả thuyết H0 là không tồn tại tự tương quan của các số dư sai phân. Do đó, kết quả kiểm định qua đó không thể bác bỏ giả thuyết H0 trong trường hợp của kiểm định tự tương quan bậc 2, hay nói cách khác là không tồn tại tự tương quan bậc 2.
• Thứ ba, các kết quả hồi quy đều cho thấy hệ số ước lượng có ý nghĩa thống kê của biến trễ biến phụ thuộc, qua đó xác nhận hành vi cho vay của ngân hàng bị chi phối bởi chính nó trong quá khứ. Điều này ủng hộ cách tiếp cận dạng mô hình bảng động mà tác giả đã áp dụng cho nghiên cứu này.
Như vậy, các kết quả hồi quy trên mô hình bảng động bằng phương pháp GMM hệ thống là phù hợp và được kỳ vọng có thể mang lại các phát hiện đáng tin cậy cho thị trường ngân hàng Việt Nam.
4.3.1. Tác động của vốn ngân hàng đến tăng trưởng cho vay
Kết quả ước lượng về tác động của vốn ngân hàng đến tăng trưởng cho vay của các NHTM Việt Nam được trình bày ở Bảng 4.3 (cột 1). Trong mô hình hồi quy, các nhân tố vĩ mô đã được kiểm soát. Kết quả hồi quy cho thấy một mối tương quan dương và có ý nghĩa thống kê ở mức 1% của thang đo tỷ lệ vốn chủ sở hữu với tăng trưởng cho vay của ngân hàng. Kết quả này chỉ ra rằng các ngân hàng với tỷ lệ vốn cao hơn có xu hướng mở rộng hoạt động cho vay nhiều hơn các ngân hàng với tỷ lệ vốn thấp hơn. Cụ thể hơn, hệ số ước lượng đã cho thấy nếu tỷ lệ vốn chủ sở hữu ngân hàng tăng một điểm phần trăm thì tăng trưởng cho vay của ngân hàng có thể cải thiện 1,338 điểm phần trăm. Bên cạnh ý nghĩa thống kê, mức tăng này cũng hoàn toàn phù hợp về mặt ý nghĩa kinh tế.
Bảng 4.3. Kết quả ước lượng cho từng yếu tố vốn ngân hàng, chất lượng tài sản và hiệu quả quản lý với GMM
(1) (2) (3) (4) (5)
Biến trễ của biến phụ thuộc 0,228*** 0,201*** 0,274*** 0,250*** 0,242***
(0,016) (0,009) (0,023) (0,011) (0,011) Vốn chủ sở hữu (C) 1,338*** (0,143) Dự phòng rủi ro (A) −6,431*** (1,419) Tỷ lệ nợ xấu (A) −1,469*** (0,390)
Chi phí hoạt động/Tài sản (M) 4,997***
(1,097)
Chi phí ngoài lãi/Doanh thu (M) 0,164
(0,122)
Tăng trưởng kinh tế −5,831*** −9,305*** −10,648*** −8,018*** −11,572***
(0,827) (1,091) (0,683) (0,870) (1,014) Lạm phát −1,224*** −1,209*** −1,231*** −1,109*** −1,172*** (0,095) (0,101) (0,081) (0,104) (0,105) Số quan sát 353 353 313 353 353 Kiểm định AR(1) 0,000 0,000 0,000 0,000 0,000 Kiểm định AR(2) 0,358 0,217 0,535 0,271 0,285 Kiểm định Hansen 0,178 0,153 0,189 0,165 0,183
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.
Phát hiện này ủng hộ quan điểm nâng cao quy mô vốn ngân hàng để hỗ trợ hoạt động cho vay và đồng thời cũng tương đồng với rất nhiều nghiên cứu thực nghiệm khác được thực hiện trước đó, mặc dù thị trường được khảo sát và cách tiếp cận có thể là không như nhau (Bernanke và Lown 1991; Furlong 1992; Hancock và Wilcox 1994; Košak và cộng sự 2015; Kim và Sohn 2017). Hệ số vốn cao tại các ngân hàng sẽ đóng vai trò nòng cốt trong việc cấp tín dụng, giúp thúc đẩy hoạt động sản xuất kinh doanh và tăng trưởng kinh tế. Có một số cơ chế để lý giải hợp lý cho phát hiện này:
• Về mặt lý luận, hệ số vốn cao hơn được xem là bộ đệm tốt để qua đó cải thiện khả năng hấp thụ rủi ro cho ngân hàng, làm giảm những tổn thất đe doạ đến khả năng duy trì hoạt động của ngân hàng, giúp ngân hàng có thể chống chịu được các tình huống khó khăn tài chính tạm thời và tiếp tục mở rộng kinh doanh (Repullo 2004; Coval và Thakor 2005). Hơn thế nữa, các ngân hàng có nhiều vốn chủ sở hữu có xu hướng tự tin và sẵn sàng chấp nhận rủi ro nhiều hơn các ngân hàng có bộ đệm vốn nhỏ, kết quả là các ngân hàng này có thể sẵn sàng tăng khối lượng vốn giải ngân ra nền kinh tế với tốc độ lớn hơn (Thakor 2005).
• Với một thị trường ngân hàng đang trong giai đoạn phát triển như Việt Nam, Chính phủ đã ban hành các biện pháp kiểm soát tăng trưởng tín dụng rất chặt chẽ đối với các ngân hàng và mức độ an toàn vốn là một tiêu chí quan trọng để cơ quan quản lý xem xét chỉ định giới hạn mở rộng cho vay cho từng ngân hàng. Với bản thân các ngân hàng, khi đã đáp ứng các yêu cầu về vốn thì họ đã được trang bị tấm đệm tốt và qua đó được cấp phép mở rộng kinh doanh nhiều hơn. Trong bối cảnh hệ thống ngân hàng Việt Nam đang xoay xở để triển khai các tiêu chuẩn về an toàn vốn của Basel II, kết quả này có rất nhiều hàm ý quan trọng về mặt thực tiễn, nêu bật lên tầm quan trọng của việc trang bị bộ đệm vốn ngân hàng thích hợp để giải quyết vấn đề về chiến lược kinh doanh và tăng trưởng.
4.3.2. Tác động của chất lượng tài sản đến tăng trưởng cho vay
Kết quả ước lượng về tác động của chất lượng tài sản đến tăng trưởng cho vay tại các NHTM Việt Nam được trình bày ở Bảng 4.3 (cột 2 và 3). Hai biến tỷ lệ trích lập dự phòng rủi ro tín dụng và tỷ lệ nợ xấu được sử dụng trong các hồi quy. Các kết quả hồi quy nhất quán và phù hợp với dự đoán đã được chỉ ra. Cụ thể, hệ số hồi quy của cả hai biến tỷ lệ trích lập dự phòng rủi ro tín dụng và tỷ lệ nợ xấu đều âm và có ý nghĩa thống kê ở mức 1%. Tương quan với mức ý nghĩa này cho thấy rủi ro tín dụng có tác động ngược chiều đến tăng trưởng cho vay, hay nói cách khác, tác động của chất lượng tài sản đến tăng trưởng cho vay là cùng chiều. Các ngân hàng có chất lượng tài sản tốt hơn (tức có rủi ro tín dụng thấp hơn) có xu hướng mở rộng cho vay nhanh hơn các ngân hàng sở hữu danh mục tài sản với chất lượng thấp hơn.
Xem xét độ lớn của các tác động, các cơ chế cụ thể được rút ra từ các hệ số hồi quy như sau. (i) Sự giảm sút rủi ro tín dụng được biểu thị bằng sự giảm đi một điểm phần trăm trong tỷ lệ dự phòng rủi ro có thể kéo theo sự gia tăng 6,431 điểm phần trăm của tăng trưởng cho
vay. (ii) Sự giảm sút rủi ro tín dụng được biểu thị bằng sự giảm đi một điểm phần trăm trong tỷ lệ nợ xấu có xu hướng làm cho các ngân hàng gia tăng 1,469 điểm phần trăm về tăng trưởng cho vay. Với các giá trị phân phối của các biến nợ xấu, trích lập dự phòng và tăng trưởng cho vay tại hệ thống ngân hàng Việt Nam như đã trình bày, có thể khẳng định các mức độ tác động vừa nêu là hoàn toàn có ý nghĩa về mặt kinh tế.
Phát hiện này là tương đồng với những gì được tìm thấy ở các thị trường khác nhau trên thế giới trong các nghiên cứu thực nghiệm gần đây (Delis và cộng sự 2014; Aysan và Disli 2019; Adesina 2019). Tác động tiêu cực của rủi ro tín dụng được chỉ ra trong nghiên cứu này đã xác nhận lại phát hiện trước đây cũng được khảo sát tại hệ thống NHTM Việt Nam trong giai đoạn từ 2005 đến 2015, trong đó nghiên cứu này mở rộng quan sát sang cả dự phòng rủi ro tín dụng được trích lập thay vì chỉ sử dụng số liệu về nợ xấu (Nguyen 2017). Như vậy, có thể khẳng định vai trò quan trọng của chất lượng tài sản trong xác định hành vi cho vay của các ngân hàng Việt Nam. Cơ chế tác động có thể được giải thích thông qua các nền tảng lý luận hiện có và thực tế tình hình ngành ngân hàng Việt Nam thời gian qua như sau:
• Với quy trình quản trị rủi ro tín dụng chặt chẽ và xu hướng thận trọng trong chiến lược đầu tư trong một ngành nghề có tính chất rủi ro cao, khi có sự sụt giảm trong chất lượng tài sản thì các ngân hàng buộc phải tập trung vào việc tăng cường quản trị rủi ro, tìm cách khắc phục tổn thất và cải thiện chất lượng tài sản. Đối mặt với rủi ro và nguy cơ mất vốn, khi đó phương án gia tăng cấp tín dụng chỉ được xem là thứ yếu và không còn là chiến lược ưu tiên của ngân hàng (Bernanke và Blinder 1988; Altunbas và cộng sự 2010; Balgova và cộng sự 2016). Sự gia tăng rủi ro tín dụng của ngân hàng sẽ gây áp lực lên vốn hay giá trị tài sản ròng của ngân hàng và qua đó làm giảm mong muốn cho vay của ngân hàng. Các ngân hàng theo đó kỳ vọng rằng một khi kiểm soát được rủi ro tín dụng và chất lượng tài sản được cải thiện thì họ hoàn toàn có quyền mạnh dạng mở rộng hoạt động kinh doanh cho vay.
• Chất lượng tài sản suy giảm, dự phòng rủi ro và nợ xấu làm cho doanh thu thấp dẫn đến giảm lợi nhuận của ngân hàng hay thua lỗ. Kể cả không tính đến ảnh hưởng giảm doanh thu, thì các khoản chi phí cũng tăng lên hay doanh thu khác cũng giảm đi đáng kể, nó bao gồm chi phí quản lý nợ xấu tăng lên, doanh thu từ các dịch vụ khác liên quan đến khoản vay bị giảm xuống. Việc gia tăng các khoản chi phí khiến cho lợi nhuận còn lại cũng trở nên thấp hơn so với dự tính ban đầu. Do không thu hồi được các khoản cho vay, nợ xấu làm thu hẹp quy mô vốn hay giá trị tài sản ròng của ngân hàng, qua đó làm
chậm quá trình luân chuyển vốn sang người đi vay của ngân hàng. Hơn nữa, rủi ro tín dụng cao còn tác động tiêu cực đến uy tín của ngân hàng, gây nên sự bất lợi trong hoạt động cạnh tranh với các ngân hàng khác và đặc biệt là công tác huy động vốn từ nền kinh tế. Kết quả là nguồn vốn huy động không đủ để đáp ứng nhu cầu mở rộng cho vay của ngân hàng (Heid và Kruger 2011).
• Tác động của chất lượng tài sản ngân hàng còn gián tiếp thông qua mối quan hệ ngân hàng - khách hàng - nền kinh tế. Theo đó, chất lượng tài sản sụt giảm trước hết sẽ ảnh hưởng tới hoạt động kinh doanh ngân hàng và sau đó cũng sẽ ảnh hưởng đến sự phát triển của nền kinh tế. Nợ xấu phát sinh do khách hàng, doanh nghiệp sản xuất kinh doanh kém hiệu quả sẽ tác động đến toàn bộ nền kinh tế, ảnh hưởng đến sự tăng trưởng và phát triển nền kinh tế do vốn ứ đọng, sản xuất kinh doanh đình trệ. Tiếp theo đó, sự chậm phát triển của nền kinh tế lại trở thành yếu tố khiến cho ngân hàng không thể mở rộng kinh doanh, hoạt động cho vay vì thế mà không tăng trưởng tốt (O’Brien 1992).
• Với bối cảnh của Việt Nam, trước tình hình tăng trưởng nóng một cách thiếu kiểm soát trong hoạt động cho vay đã kéo theo chất lượng tài sản của các ngân hàng Việt Nam bắt đầu giảm sút rõ rệt (đặc biệt là giai đoạn từ năm 2007 đến năm 2012), nhiều giải pháp quyết liệt đã được triển khai. Trong đó NHNN đặc biệt chú trọng đến công tác kiểm soát chất lượng khoản vay, quy trình cho vay và đặc biệt là giới hạn được phép giải ngân của ngân hàng vào các lĩnh vực rủi ro cao. Sự kiểm soát quyết liệt này khiến cho các ngân hàng không thể ồ ạt mở rộng danh mục cho vay, đặc biệt là đối với các ngân hàng đã có chất lượng tài sản suy giảm đáng kể.
Như vậy, luận án đã chỉ ra được tác động có ý nghĩa của chất lượng tài sản đối với tăng trưởng cho vay của các ngân hàng Việt Nam. Tác động được tìm thấy phù hợp với cơ sở lý thuyết, các tài liệu thực nghiệm hiện có và cả bối cảnh của ngành ngân hàng Việt Nam trong giai đoạn nghiên cứu.
4.3.3. Tác động của hiệu quả quản lý đến tăng trưởng cho vay
Kết quả ước lượng về tác động của hiệu quả quản lý chi phí đến tăng trưởng cho vay của các NHTM Việt Nam được trình bày ở Bảng 4.3 (cột 4 và 5). Hai biến tỷ lệ chi phí hoạt động trên tổng tài sản và tỷ lệ chi phí ngoài lãi trên tổng doanh thu được sử dụng trong các hồi quy.
• Với biến tỷ lệ chi phí hoạt động trên tổng tài sản, hệ số hồi quy của nó là dương và có ý nghĩa thống kê ở mức 1% (cột 4). Kết quả này chỉ ra rằng tồn tại mối tương quan tích
cực giữa chi phí quản lý ngân hàng và tăng trưởng cho vay, hay nói cách khác khi mà hiệu quả quản lý càng giảm (tức chi phí hoạt động tăng) thì các ngân hàng càng đẩy nhanh tăng trưởng cho vay.
• Với biến tỷ lệ chi phí ngoài lãi trên tổng doanh thu, hệ số hồi quy của nó là dương và điều này cũng cho thấy rằng có mối tương quan cùng chiều tiềm năng giữa chi phí quản lý ngân hàng và hành vi cho vay. Tuy nhiên, mối tương quan này lại không có ý nghĩa thống kê (cột 5). Có khả năng mô hình quá đơn giản và chưa kiểm soát đầy đủ các nhân tố tác động đã làm giảm đáng kể khả năng giải thích của mô hình và qua đó ý nghĩa thống kê của biến được khảo sát cũng giảm đi.
Xem xét độ lớn tuyệt đối hệ số hồi quy của biến tỷ lệ chi phí hoạt động trên tổng tài sản, nghiên cứu có thể chỉ ra mức độ tác động là phù hợp về mặt ý nghĩa kinh tế. Cụ thể, sự gia
tăng một điểm phần trăm trong tỷ lệ chi phí hoạt động trên tổng tài sản có thể kéo theo sự gia
tăng 4,997 điểm phần trăm của tăng trưởng cho vay.
Kết quả này là khác biệt với những gì Vo và cộng sự (2020) tìm thấy được cho các ngân hàng tại thị trường Mỹ trong giai đoạn 1990–2017, nơi mà các ngân hàng được quản lý tốt có khả năng tạo ra khối lượng cho vay lớn hơn. Như vậy, phát hiện của luận án đã góp phần mở rộng các tài liệu hiện có khảo sát ý nghĩa của hiệu quả quản lý với hành vi cho vay ngân hàng.