Kết quả nghiên cứu so với giả thuyết nghiên cứu được tóm tắt ở bảng 4.6 cho thấy thực trạng các nhân tố ảnh hưởng đến rủi ro tín dụng tại các NHTM Việt Nam trong giai đoạn 2008 – 2018.
Bảng 4.6: So sánh kết quả ước lượng với kỳ vọng tương quan của giả thuyết
Tên biến Giả thuyết
nghiên cứu Kỳ vọng tương quan Kết quả ước lượng Ý nghĩa thống kê LLRi,t-1 H1 (+) (+) Có (5%) GGDPt H2 (-) (+) Không GGDPt-1 H2 (-) (+) Không CPIt H3 (+) (-) Không EXIt H4 (-) (-) Có (10%) ESIt H5 (-) (-) Không GLi, t H6 (+) (+) Có (1%) GLi,t-1 H6 (+) (-) Có(10%)
SIZEi,t H7 (+) (+) Không
ETAi,t H8 (-) (-) Không
LDRi,t H9 (+) (-) Không
OEXPRi,t H10 (+) (-) Không
ROEi,t H11 (-) (-) Không
NIMi,t H12 (+) (+) Có (1%)
Nguồn: Tổng hợp từ kết quả hồi quy mô hình
Thứ nhất, biến rủi ro tín dụng với độ trễ 1 năm (LLRi,t-1) có hệ số hồi quy là 0,345 và có ý nghĩa thống kê ở mức ý nghĩa 5%, nghĩa là khi rủi ro tín dụng với độ trễ 1 năm tăng 1% thì rủi ro tín dụng năm hiện hành tăng 0,345%. Tác động cùng chiều của rủi ro tín dụng với độ trễ 1 năm đến rủi ro tín dụng năm hiện hành từ kết quả chạy mô hình tương đồng với nghiên cứu của Foos và cộng sự (2010) và cũng
phù hợp với kỳ vọng tương quan của giả thuyết H1. Điều này cho thấy rủi ro tín dụng trong quá khứ không hoàn toàn bị xóa bỏ mà tiếp tục chuyển sang và ảnh hưởng tới năm tiếp theo. Do đó việc giảm thiểu rủi ro tín dụng hiện tại sẽ góp phần giảm thiểu khả năng xảy ra rủi ro tín dụng và tạo sự ổn định cho hoạt động của ngân hàng trong tương lai.
Thứ hai, biến tốc độ tăng trưởng dư nợ năm hiện hành (GLi,t) có hệ số hồi quy là 0,00382 và có ý nghĩa thống kê ở mức ý nghĩa 1%, nghĩa là khi tốc độ tăng trưởng dư nợ năm hiện hành tăng 1% thì rủi ro tín dụng năm hiện hành tăng 0,00382%. Tác động cùng chiều của tốc độ tăng trưởng tín dụng năm hiện hành và rủi ro tín dụng từ kết quả chạy mô hình tương đồng với nghiên cứu của Das và Ghosh (2007) và cũng phù hợp với kỳ vọng tương quan của giả thuyết H2. Mối tương quan này được giải thích là do các ngân hàng có mức tăng trưởng tín dụng cao sẽ có nguy cơ gặp rủi ro tín dụng cao hơn các ngân hàng khác. Thực tế, tăng trưởng tín dụng luôn là yếu tố được quan tâm nhiều nhất khi đánh giá mức độ an toàn trong hoạt động tín dụng của ngân hàng. Tại Việt Nam, tốc độ tăng trưởng tín dụng luôn duy trì ở mức cao trong thời gian qua nhưng các NHTM lại không tập trung nâng cao chất lượng tín dụng khiến cho chất lượng tín dụng giảm mạnh, rủi ro tín dụng gia tăng.
Thứ ba, biến tốc độ tăng trưởng dư nợ với độ trễ 1 năm (GLi,t-1) có hệ số hồi quy là -0,000966 và có ý nghĩa thống kê ở mức ý nghĩa 10%, nghĩa là khi tốc độ tăng trưởng dư nợ với độ trễ 1 năm tăng 1% thì rủi ro tín dụng năm hiện hành giảm 0,000966%. Tác động ngược chiều của tốc độ tăng trưởng dư nợ với độ trễ 1 năm đến rủi ro tín dụng năm hiện hành từ kết quả chạy mô hình ngược với kỳ vọng tương quan của giả thuyết H2 tuy nhiên phù hợp với nghiên cứu của Clair (1992), Võ Thị Quý và Bùi Ngọc Toản (2014). Thực tế nợ ngắn hạn chiếm tỷ trọng lớn trong tổng dư nợ của các NHTM tại Việt Nam điều này cũng có nghĩa là độ trễ của biến tăng trưởng tín dụng tác động đến rủi ro tín dụng cũng ngắn hơn so với các nước phát triển. Ngoài ra hệ số hồi quy của biến tốc độ tăng trưởng dư nợ với độ trễ 1 năm là khá nhỏ cho thấy mức độ ảnh hưởng của biến này lên rủi ro tín dụng là không cao.
Thứ tư, biến tỷ lệ lãi cận biên (NIMi,t) có hệ số hồi quy là 0,377 và có ý nghĩa thống kê ở mức ý nghĩa 1%, nghĩa là khi tỷ lệ lãi cận biên tăng 1% thì rủi ro tín dụng năm hiện hành tăng 0,377%. Tác động cùng chiều của tỷ lệ lãi cận biên đến rủi ro tín dụng từ kết quả chạy mô hình tương đồng với nghiên cứu của Louzis và cộng sự (2012), Park và Zhang (2012), Castro (2013) và phù hợp với kỳ vọng tương quan của giả thuyết H7. Một ngân hàng theo đuổi chính sách lãi suất cao sẽ làm gia tăng nguy cơ rủi ro tín dụng bởi lãi suất cao sẽ gia tăng gánh nặng nợ nần đối với người đi vay do đó làm suy yếu khả năng trả nợ của khách hàngvà khi nền kinh tế bị suy giảm thì dẫn đến rủi ro sẽ xảy ra.
Thứ năm, biến tỷ giá hối đoái (EXIi,t) có hệ số hồi quy là -0,0367 và có ý nghĩa thống kê ở mức ý nghĩa 10%, nghĩa là khi tỷ giá hối đoái tăng 1% thì rủi ro tín dụng năm hiện hành giảm 0,0367%. Tác động ngược chiều của tỷ giá hối đoái đến rủi ro tín dụng từ kết quả chạy mô hình phù hợp với kỳ vọng tương quan của giả thuyết H10 và tương đồng với nghiên cứu của Pestova và Mamonov (2011). Như đã phân tích ở trên, tỷ giá hối đoái có thể tác động cùng chiều hoặc ngược chiều với đến rủi ro tín dụng. Với việc kết quả nghiên cứu tìm thấy mối quan hệ ngược chiều của tỷ giá hối đoái với rủi ro tín dụng có thể hàm ý rằng tỷ giá hối đoái gia tăng qua đó sẽ hỗ trợ cho các doanh nghiệp xuất khẩu khi giá cả hàng hóa Việt Nam sẽ cạnh tranh hơn khi xuất khẩu sang thị trường nước ngoài, nhờ đó hoạt động kinh doanh của các doanh nghiệp tăng trưởng, nâng cao khả năng trả nợ. Thực tế chính sách tỷ giá hối đoái của NHNN được thực thi trong thời gian gần đây với mức tăng tỷ giá hối đoái hàng năm được kiểm soát ở mức độ hợp lý đã thúc đẩy hoạt động xuất khẩu của các doanh nghiệp Việt Nam, góp phần thúc đẩy nền kinh tế tăng trưởng ổn định trong thời gian qua.
Đối với các biến nhân tố vĩ mô còn lại như tăng trưởng GDP, tỷ lệ lạm phát, tăng trưởng thị trường bất động sản không có ý nghĩa thống kê từ kết quả chạy mô hình cho thấy phù hợp với việc đánh giá thực trạng rủi ro tín dụng của các NHTM Việt Nam trong giai đoạn 2008 – 2018 khi phân tích bằng đồ thị bởi sự không đồng nhất trong mối tương quan giữa các biến này với rủi ro tín dụng trong cả giai đoạn
nghiên cứu. Điều này cũng là tương tự đối với các biến đặc trưng hoạt động ngân hàng không có ý nghĩa thống kê từ kết quả chạy mô hình do ảnh hưởng của các biến này đến rủi ro tín dụng không có sự đồng nhất cho toàn bộ giai đoạn nghiên cứu.
KẾT LUẬN CHƯƠNG 4
Phần đầu của chương trình bày phân tích rủi ro tín dụng tại các NHTM Việt Nam trong giai đoạn 2008 – 2018 thông qua việc đánh giá tổng quan hoạt động của hệ thống NHTM Việt Nam, đánh giá thực trạng rủi ro tín dụng trong giai đoạn này đồng thời phân tích các nhân tố ảnh hưởng đến rủi ro tín dụng thông qua việc mô tả bằng đồ thị.
Phần tiếp theo của chương trình bày kết quả nghiên cứu định lượng kiểm định các nhân tố vĩ mô và nhân tố đặc trưng hoạt động ngân hàng ảnh hưởng đến rủi ro tín dụng tại các NHTM Việt Nam với mẫu nghiên cứu trong giai đoạn 2008 – 2018. Mô hình nghiên cứu được thực hiện bằng các phương pháp ước lượng Pooled OLS, Fixed Effect, Random Effect, GMM và thực hiện kiểm định so sánh các phương pháp ước lượng. Kết quả hồi quy từ mô hình GMM được sử dụng để phân tích kết quả cuối cùng bởi tính vững của mô hình đã được kiểm định thông qua kiểm định Hansen và kiểm định AR(2). Kết quả nghiên cứu định lượng cho thấy các biến rủi ro tín dụng trong quá khứ với độ trễ 1 năm, tăng trưởng tín dụng năm hiện hành và biến tỷ lệ thu nhập lãi cận biên có mối quan hệ cùng chiều với rủi ro tín dụng, trong khi biến tăng trưởng tín dụng với độ trễ 1 năm và tỷ giá hối đoái có tác động ngược chiều đến rủi ro tín dụng của các NHTM Việt Nam.
CHƯƠNG 5: KẾT LUẬN VÀ GỢI Ý CÁC GIẢI PHÁP NHẰM GIẢM THIỂU RỦI RO TÍN DỤNG TẠI CÁC NHTM VIỆT NAM
Chương 5 trình bày kết luận của luận văn và đưa ra những gợi ý đối với NHNN trong việc điều hành nhằm giữ ổn định cho nền kinh tế và hệ thống ngân hàng. Đồng thời bài luận văn cũng gợi ý một số đề xuất đối với các NHTM tại Việt Nam trong quá trình hoạt động để đảm bảo an toàn cho hoạt động của bản thân ngân hàng và của cả hệ thống NHTM Việt Nam nói chung.