3.2.1. Xây dựng biến phụ thuộc
3.2.1.1. Lý do chọn lựa
Trong các bài nghiên cứu thực nghiệm trước đây khi nghiên cứu về rủi ro tín dụng, các tác giả khi đánh giá về rủi ro tín dụng có thể sử dụng nhiều chỉ tiêu đánh giá.
Rủi ro tín dụng có thể được đánh giá thông qua tỷ lệ nợ xấu, là tỷ số của số dư nợ xấu chia cho tổng nợ vay, theo các nghiên cứu của Pestova và Mamonov (2011), Castro (2013), Chaibi và Ftiti (2015). Một số nghiên cứu khác đo lường rủi ro tín dụng thông qua tỷ lệ dự phòng rủi ro tín dụng chia cho tổng tài sản của ngân hàng, theo nghiên cứu của Laeven và Majnoni (2003), Zribi và Boujelbene (2011) khi họ cho rằng dư nợ cho vay chiếm chủ yếu trong tổng tài sản nên có thể sử dụng trực tiếp giá trị tổng tài sản để đánh giá rủi ro.
Nghiên cứu của Foos và cộng sự (2010), Võ Thị Quý và Bùi Ngọc Toản (2014) đã đo lường rủi ro tín dụng bằng cách lấy tỷ lệ giá trị trích lập dự phòng rủi ro tín dụng trong năm t chia cho tổng dư nợ cho vay năm t-1. Giá trị trích lập dự phòng rủi ro tín dụng là số tiền được trích lập và hạch toán vào chi phí hoạt động để dự phòng cho những tổn thất có thể xảy ra đối với các khoản nợ của NHTM. Tiêu chí đo lường này xét đến vấn đề trích lập dự phòng cho những tổn thất có thể xảy ra đối với từng khoản nợ cụ thể.
Theo Foos và cộng sự (2010), bởi vì người đi vay hiếm khi vỡ nợ trong năm đầu tiên khoản vay mới được cấp nên đã sử dụng biến trễ của tổng dư nợ cho vay làm mẫu số trong công thức để đánh giá rủi ro tín dụng. Hơn nữa, phương pháp đo lường rủi ro tín dụng này gián tiếp xem xét ảnh hưởng tài sản thế chấp của khoản vay. Các ngân hàng trích lập dự phòng rủi ro tín dụng cho phần không có bảo đảm của khoản
vay mà không có khả năng trả nợ, có tính đến tất cả các tài sản được thế chấp bởi người vay. Ví dụ, nếu các ngân hàng hạ thấp yêu cầu về tài sản thế chấp của họ để thúc đẩy cho vay thì tỷ lệ cho vay không có bảo đảm tăng lên và do đó các khoản dự phòng rủi ro tín dụng và các khoản xóa nợ cũng có khả năng gia tăng.
Như đã trình bày ở chương 2, từ cuối năm 2012, NHNN đã có những quy định kỹ thuật về điều chỉnh kỳ hạn nợ và giữ nguyên nhóm nợ theo Quyết định 780/QĐ- NHNN ngày 23/04/2012, cũng như triển khai bán nợ xấu của các TCTD cho VAMC vào cuối năm 2013 đã làm cho số liệu nợ xấu phản ánh không còn chính xác. Chi phí dự phòng rủi ro tín dụng bao gồm cả chi phí dự phòng trái phiếu VAMC được xem như là chi phí cho những tài sản suy yếu bao gồm cả những khoản nợ nghi ngờ (nợ nhóm 2) và những khoản nợ đã bán cho VAMC nhưng chưa xử lý. Do đó sử dụng chỉ tiêu chi phí dự phòng rủi ro tín dụng sẽ phản ánh đúng bản chất rủi ro tín dụng của các NHTM Việt Nam so với tỷ lệ nợ xấu trong giai đoạn vừa qua. Chính vì thế, bài luận văn tiếp cận nghiên cứu của Foos và các cộng sự (2010) sử dụng chỉ số tỷ lệ dự phòng rủi ro tín dụng làm biến phụ thuộc của mô hình.
3.2.1.2. Công thức tính
LLRi,t = Giá trị trích lập dự phòng rủi ro tín dụng ngân hàng i năm t
Tổng dư nợ ngân hàng i năm (t − 1)
3.2.2. Xây dựng biến độc lập
3.2.2.1. Các nhân tố vĩ mô
Tăng trưởng kinh tế
Luận văn sử dụng biến tỷ lệ tăng trưởng tổng sản phẩm quốc nội (ký hiệu là GGDP) đại diện cho nhân tố tăng trưởng kinh tế. GGDP được xác định bằng công thức:
GGDPt = Chỉ số GDP thời điểm t – 100
Lạm phát
Luận văn sử dụng biến tỷ lệ lạm phát (ký hiệu CPI) đại diện cho nhân tố lạm phát của nền kinh tế. CPI được xác định bằng công thức:
Tỷ giá hối đoái
Luận văn sử dụng biến tỷ lệ tăng giảm tỷ giá danh nghĩa USD/VND (ký hiệu EXI) đại diện cho nhân tố tỷ giá hối đoái. EXI được xác định bằng công thức:
EXIt = Chỉ số giá đô la Mỹ thời điểm t – 100
Biến động thị trường bất động sản
Luận văn sử dụng biến tỷ lệ tăng trưởng giá cả bất động sản (ký hiệu ESI) để đại diện cho nhân tố biến động thị trường bất động sản theo cách tiếp cận của Nkusu (2011), Pestova và Mamonov (2011). ESI được xác định bằng công thức:
ESIt = Chỉ số giá nhà đất thời điểm t – 100
3.2.2.2. Các nhân tố đặc trưng hoạt động ngân hàng
Tăng trưởng tín dụng
Luận văn sử dụng biến tăng trưởng dư nợ tín dụng (ký hiệu GL) đại diện nhân tố tăng trưởng tín dụng của NHTM. GL được xác định bằng công thức:
GLt = Tổng dư nợ cho vay thời điểm t − Tổng dư nợ cho vay thời điểm (t − 1) Tổng dư nợ cho vay thời điểm (t − 1)
Quy mô ngân hàng
Luận văn sử dụng biến tổng tài sản (ký hiệu là SIZE) đại diện cho nhân tố quy mô ngân hàng.
Vì giá trị của biến SIZE lớn có thể ảnh hưởng phi tuyến đến rủi ro tín dụng nên giá trị biến SIZE sẽ được tính bằng logarit của tổng tài sản, theo công thức sau:
SIZEt = log (Tổng tài sản thời điểm t)
Vốn chủ sở hữu
Luận văn sử dụng biến tỷ lệ vốn chủ sở hữu so với tổng tài sản (ký hiệu là ETA) đại diện cho nhân tố quy mô vốn chủ sở hữu của ngân hàng. ETA được tính bằng công thức sau:
ETAt = Vốn chủ sở hữu thời điểm t
Tổng tài sản thời điểm t
Thanh khoản
Luận văn sử dụng biến tỷ lệ dư nợ cho vay so với số dư tiền gửi huy động (ký hiệu LDR) để đại diện cho nhân tố thanh khoản. LDR được tính bằng công thức sau:
LDRt = Tổng dư nợ thời điểm t Tổng tiền gửi thời điểm t
Năng lực quản trị
Luận văn sử dụng biến tỷ lệ chi phí hoạt động (không bao gồm chi phí dự phòng rủi ro) so với tổng tài sản bình quân (ký hiệu là OEXPR) đại diện cho nhân tố năng lực quản trị của NHTM. OEXPR được tính bằng công thức như sau:
OEXPRt = Chi phí hoạt động trong năm t
(Tổng tài sản năm t + Tổng tài sản năm (t − 1))/2
Khả năng sinh lợi
Luận văn sử dụng biến tỷ lệ lợi nhuận sau thuế so với vốn chủ sở hữu (ký hiệu là ROE) đại diện cho nhân tố khả năng sinh lợi của NHTM. ROE được tính bằng công thức như sau:
ROEt = Lợi nhuận sau thuế trong năm t
(Vốn chủ sở hữu năm t + Vốn chủ sở hữu năm (t − 1))/2
Chính sách lãi suất
Luận văn sử dụng biến tỷ lệ thu nhập lãi cận biên (ký hiệu là NIM) đại diện cho nhân tố chính sách lãi suất của NHTM. NIM được tính bằng công thức sau:
NIMt = Thu nhập lãi ròng trong năm t
(Tổng tài sản năm t + Tổng tài sản năm (t − 1))/2
3.3. Giả thuyết nghiên cứu
Trên cơ sở các nghiên cứu thực nghiệm được trình bày ở trên, để thực hiện mục tiêu nghiên cứu và trả lời cho các câu hỏi nghiên cứu, luận văn đặt ra các giả thuyết nghiên cứu như sau:
3.3.1. Rủi ro tín dụng với độ trễ một năm và rủi ro tín dụng ngân hàng năm hiện hành hiện hành
Foos và cộng sự (2010) nghiên cứu các nhân tố tác động đến rủi ro tín dụng tại hơn 16.000 ngân hàng từ 16 nước bao gồm Mỹ, Canada, Nhật Bản và 13 nước châu Âu trong giai đoạn 1997 – 2007. Nghiên cứu cho thấy sự tác động của rủi ro tín dụng trong quá khứ với độ trễ một năm có tác động cùng chiều đến rủi ro tín dụng năm hiện tại.
Thiagarajan và cộng sự (2011) cũng tìm được kết quả tương tự khi nghiên cứu các nhân tố tác động đến rủi ro tín dụng tại các ngân hàng ở Ấn Độ với mẫu dữ liệu bao gồm 22 ngân hàng thuộc sở hữu nhà nước và 15 ngân hàng thuộc sở hữu tư nhân trong giai đoạn 2001 – 2010.
Giả thuyết H1: Có mối quan hệ cùng chiều giữa rủi ro tín dụng với độ trễ một năm với rủi ro tín dụng năm hiện hành.
3.3.2. Tỷ lệ tăng trưởng GDP và rủi ro tín dụng
Nghiên cứu của Pestova và Mamonov (2011) đối với các NHTM tại Nga trong giai đoạn 2004 – 2013 đã tìm thấy mối quan hệ ngược chiều giữa tốc độ tăng trưởng GDP và rủi ro tín dụng. Kết quả tương tự cũng được tìm thấy ở nghiên cứu của Das và Ghosh (2007) đối với các ngân hàng Ấn Độ trong giai đoạn 1994 – 2005.
Nghiên cứu của Jimenez và Saurina (2006) ở các ngân hàng Tây Ban Nha trong giai đoạn 1984 – 2002 cũng tìm thấy tác động ngược chiều của tỷ lệ tăng trưởng GDP ở năm hiện hành và tỷ lệ tăng trưởng GDP với độ trễ một năm đến rủi ro tín dụng ngân hàng. Nghiên cứu của Castro (2013) đối với nhóm nước GIPSI trong giai đoạn 1997 – 2011 cũng tìm thấy kết quả tương tự.
Giả thuyết H2: Có mối quan hệ ngược chiều giữa tăng trưởng GDP trong năm hiện hành và tăng trưởng GDP với độ trễ một năm với rủi ro tín dụng.
3.3.3. Tỷ lệ lạm phát và rủi ro tín dụng
Nghiên cứu của Nkusu (2011) nghiên cứu thực nghiệm tại 26 quốc gia phát triển trong giai đoạn 1998 – 2009 cho thấy tỷ lệ lạm phát và rủi ro tín dụng có mối quan hệ cùng chiều. Nghiên cứu của Zribi và Boujelbene (2011) lại tìm thấy mối quan hệ ngược chiều giữa tỷ lệ lạm phát và rủi ro tín dụng.
Theo nghiên cứu của Castro (2013), ảnh hưởng của lạm phát đến rủi ro tín dụng là không rõ ràng. Lạm phát cao có thể làm cho việc trả nợ dễ dàng hơn do việc giảm giá trị thực của các khoản vay. Tuy nhiên lạm phát cao có thể làm suy yếu khả năng trả nợ của người vay do việc giảm thu nhập thực tế. Do đó lạm phát có thể tác động cùng chiều hoặc ngược chiều đến rủi ro tín dụng.
dụng.
3.3.4. Tỷ giá hối đoái và rủi ro tín dụng
Kết quả tác động cùng chiều của tỷ giá hối đoái với rủi ro tín dụng được tìm thấy bởi Fofack (2005), Castro (2013), Nguyễn Quốc Anh (2016). Ngược lại tỷ giá hối đoái có tương quan ngược chiều với rủi ro tín dụng được tìm thấy bởi Pestova và Mamonov (2011) và tỷ giá không có ảnh hưởng gì với rủi ro tín dụng được tìm thấy bởi Nkusu (2011). Như vậy, mối quan hệ giữa tỷ giá hối đoái và rủi ro tín dụng có thể là cùng chiều hoặc ngược chiều.
Giả thuyết H4: Có mối quan hệ ngược chiều giữa tỷ giá hối đoái với rủi ro tín dụng.
3.3.5. Tăng trưởng thị trường bất động sản và rủi ro tín dụng
Pestova và Mamonov (2011), Nkusu (2011) đã sử dụng chỉ số giá nhà ở (House Prise Index) làm biến giải thích sự biến động thị trường bất động sản trong mô hình rủi ro tín dụng. Các nghiên cứu đã tìm thấy mối quan hệ ngược chiều giữa tăng trưởng thị trường bất động sản và rủi ro tín dụng.
Giả thuyết H5: Có mối quan hệ ngược chiều giữa tăng trưởng thị trường bất động sản với rủi ro tín dụng.
3.3.6. Tăng trưởng tín dụng và rủi ro tín dụng
Nghiên cứu của Foos và cộng sự (2010) cho thấy tăng trưởng tín dụng tác động cùng chiều đến rủi ro tín dụng ngân hàng với độ trễ từ hai đến bốn năm. Nghiên cứu của Thiagarajan và cộng sự (2011) cũng chỉ ra rằng tăng trưởng tín dụng có tác động cùng chiều đến rủi ro tín dụng với độ trễ sau hai năm. Nghiên cứu của Das và Ghosh (2007) cũng tìm thấy kết quả tăng trưởng tín dụng có tác động cùng chiều đến rủi ro tín dụng với độ trễ 1 năm.
Tăng trưởng tín dụng không phải lúc nào cũng tác động cùng chiều đến rủi ro tín dụng. Tăng trưởng tín dụng (năm hiện hành hoặc với độ trễ một năm) có tác động ngược chiều đến rủi ro tín dụng như kết quả nghiên cứu của Clair (1992) khi phân tích các ngân hàng ở Texas trong giai đoạn 1976 – 1990.
hiện hành và tăng trưởng tín dụng với độ trễ một năm với rủi ro tín dụng.
3.3.7. Quy mô ngân hàng và rủi ro tín dụng
Các nghiên cứu trước không có sự thống nhất trong kết luận về quy mô của ngân hàng tác động đến rủi ro tín dụng.
Nghiên cứu của Hess và cộng sự (2008) đối với 32 ngân hàng tại Australia trong giai đoạn 1980 – 2005 và nghiên cứu của Thiagarajan và cộng sự (2011) đối với các ngân hàng ở Ấn Độ trong giai đoạn 2001 – 2010 chỉ ra mối quan hệ ngược chiều giữa quy mô ngân hàng và rủi ro tín dụng.
Nghiên cứu của Foos và cộng sự (2010) lại không tìm thấy tác động có ý nghĩa của qui mô ngân hàng đến rủi ro tín dụng ngân hàng. Zribi và Boujelbene (2011) nghiên cứu 10 NHTM tại Tunisia trong giai đoạn 1995 – 2008 cũng cho kết quả tương tự.
Tuy nhiên nghiên cứu của Das và Ghosh (2007) về rủi ro tín dụng của các ngân hàng Ấn Độ trong giai đoạn 1994 – 2005 lại tìm thấy mối quan hệ cùng chiều giữa rủi ro tín dụng và quy mô ngân hàng.
Đối với Việt Nam, các ngân hàng có qui mô lớn thường tập trung cho các doanh nghiệp Nhà nước và các tập đoàn lớn vay vốn mà các doanh nghiệp này luôn có ưu thế trong quan hệ vay mượn nên các ngân hàng thường đơn giản hóa thủ tục xét duyệt cho vay, có nguy cơ ẩn chứa rủi ro tín dụng đối với các khoản vay này. Do đó dự kiến có mối quan hệ cùng chiều giữa quy mô ngân hàng và rủi ro tín dụng.
Giả thuyết H7: Có mối quan hệ cùng chiều giữa quy mô ngân hàng với rủi ro tín dụng.
3.3.8. Vốn chủ sở hữu và rủi ro tín dụng
Các ngân hàng có tỷ lệ vốn sở hữu so tổng tài sản tương đối thấp có thể dễ dàng đáp ứng tư tưởng mạo hiểm bằng cách tăng mức độ rủi ro của danh mục cho vay và đầu tư của mình, kết quả là nợ xấu cao hơn trung bình trong tương lai. Các kết quả nghiên cứu cho thấy mối quan hệ ngược chiều giữa quy mô vốn chủ sở hữu và rủi ro tín dụng như Berger và DeYoung (1997), Fofack (2005).
tổng tài sản với rủi ro tín dụng.
3.3.9. Thanh khoản và rủi ro tín dụng
Kết quả nghiên cứu về sự ảnh hưởng của nhân tố thanh khoản cũng không đồng nhất. Mối tương quan cùng chiều giữa tỷ lệ cho vay so tiền gửi và rủi ro tín dụng ngân hàng được tìm thấy bởi Pestova và Mamonov (2011). Ngược lại nghiên cứu của Louzis và cộng sự (2012) cho thấy tỷ lệ cho vay so tiền gửi có mối tương quan ngược chiều với rủi ro tín dụng. Nghiên cứu của Poudel (2013) thì không thấy có sự ảnh hưởng của chỉ số thanh khoản đến rủi ro tín dụng.
Sự căng thẳng thanh khoản tạo ra sự cạnh tranh không lành mạnh về lãi suất giữa các ngân hàng với nhau. Do lãi suất huy động tăng nên các ngân hàng phải đẩy lãi suất cho vay tăng cao ảnh hưởng nhiều đến khả năng trả nợ của khách hàng vay. Do đó dự kiến mối quan hệ cùng chiều giữa tỷ lệ thanh khoản với rủi ro tín dụng.
Giả thuyết H9: Có mối quan hệ cùng chiều giữa tỷ lệ thanh khoản với rủi ro tín dụng.
3.3.10. Năng lực quản trị và rủi ro tín dụng
Nghiên cứu của Das và Ghosh (2007) đã sử dụng biến tỷ lệ chi phí hoạt động so với tổng tài sản bình quân để đánh giá năng lực quản trị của ngân hàng liên quan đến việc mở rộng mạng lưới hoạt động (khi mở rộng mạng lưới, ngân hàng phải gia tăng chi phí nhân viên và chi phí quản lý dẫn đến chi phí hoạt động gia tăng). Bài nghiên cứu tìm thấy mối quan hệ cùng chiều giữa tỷ lệ chi phí hoạt động so với tổng tài sản bình quân với rủi ro tín dụng theo kỳ vọng của tác giả tuy nhiên lại không có ý nghĩa về mặt thống kê.
Giả thuyết H10: Có mối quan hệ cùng chiều giữa tỷ lệ chi phí hoạt động so