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 RRTD, các tác giả khi đánh giá về RRTD có thể sử dụng nhiều chỉ tiêu đánh giá.
RRTD 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 RRTD thông qua tỷ lệ dự phòng RRTD 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 RRTD bằng cách lấy tỷ lệ giá trị trích lập dự phòng RRTD trong năm t chia cho tổng dư nợ cho vay năm t-1. Giá trị trích lập dự phòng RRTD 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 RRTD. Hơn nữa, phương pháp đo lường RRTD này gián tiếp xem xét ảnh hưởng tài sản thế chấp của khoản vay. Các ngân hàng trích lập dự phòng RRTD 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 RRTD và các khoản xóa nợ cũng có khả năng gia tăng.
Bên cạnh đó, 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 nhu 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 RRTD bao gồm cả chi phí dự phòng trái phiếu VAMC đuợc xem nhu 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 nhung chua xử lý. Do đó sử dụng chỉ tiêu chi phí dự phòng RRTD sẽ phản ánh đúng bản chất RRTD 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 RRTD làm biến phụ thuộc của mô hình.
3.2.1.2. Công thức tính
LLRi,t = Giá trị trích lập dự phòng RRTD ngân hàng i năm tTông du 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 truởng tông sản phẩm quốc nội (ký hiệu là GGDP) đại diện cho nhân tố tăng truởng kinh tế. GGDP đuợc 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 đuợc 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 đuợc xác định bằng công thức:
EXIt = Chỉ số giá đô la Mỹ 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 truởng du nợ tín dụng (ký hiệu GL) đại diện nhân tố tăng truởng tín dụng của NHTM. GL đuợc xác định bằng công thức:
Tổng du nợ cho vay thời điểm t — Tổng du nợ cho vay thời điểm (t — 1)
GLt = Tổng du 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 huởng phi tuyến đến RRTD nên giá trị biến SIZE sẽ đuợc tính bằng logarit của tổng tài sản, theo công thức sau:
SIZEt = log (Tổng tài sản thời điểm t)
❖ Thanh khoản
Luận văn sử dụng biến tỷ lệ du nợ cho vay so với số du tiền gửi huy động (ký hiệu LDR) để đại diện cho nhân tố thanh khoản. LDR đuợc tính bằng công thức sau:
____ Tổng dư nợ thời điểm t LDRt = jɪɪ J
Tổng tiên 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:
Chi phí hoạt động trong năm t
OEXPRt = zrrA λ∙ , ~ + I τ∕,-w, +A,∙ í+ — 1 ʌʌ/ɔ 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:
Thu nhập lãi ròng trong năm t
NIMt (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. RRTD với độ trễ một năm và RRTD ngân hàng năm hiện hành
Foos và cộng sự (2010) nghiên cứu các yếu tố tác động đến RRTD 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 RRTD trong quá khứ với độ trễ một năm có tác động cùng chiêu đến RRTD năm hiện tại.
Thiagarajan và cộng sự (2011) cũng tìm được kết quả tương tự khi nghiên cứu các yếu tố tác động đến RRTD tại các ngân hàng ở Ản 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 RRTD với độ trễ một năm với RRTD năm hiện hành.
3.3.2. Tỷ lệ tăng trưởng GDP và RRTD
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 RRTD. Kết quả tương tự cũng được tìm thấy ở nghiên cứu của Das và Ghosh (2007) đối với các ngân hàng Ản 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 RRTD 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 RRTD.
3.3.3. Tỷ lệ lạm phát và RRTD
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 RRTD 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 RRTD.
Theo nghiên cứu của Castro (2013), ảnh hưởng của lạm phát đến RRTD 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 RRTD.
Giả thuyết H3: Có mối quan hệ cùng chiều giữa tỷ lệ lạm phát với rủi ro tín
3.3.4. Tỷ giá hối đoái và RRTD
Ket quả tác động cùng chiều của tỷ giá hối đoái với RRTD đuợc tìm thấy bởi Fofack (2005), Castro (2013), Nguyễn Quốc Anh (2016). Nguợc lại tỷ giá hối đoái có tuơng quan nguợc chiều với RRTD đuợc tìm thấy bởi Pestova và Mamonov (2011) và tỷ giá không có ảnh huởng gì với RRTD đuợc tìm thấy bởi Nkusu (2011). Nhu vậy, mối quan hệ giữa tỷ giá hối đoái và RRTD có thể là cùng chiều hoặc nguợc 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 tín dụng và RRTD
Nghiên cứu của Foos và cộng sự (2010) cho thấy tăng truởng tín dụng tác động
cùng chiều đến RRTD ngân hàng với độ trễ từ hai đến bốn năm. Nghiên cứu của Thiagarajan và cộng sự (2011) cũng chỉ ra rằng tăng truởng tín dụng có tác động cùng chiều đến RRTD với độ trễ sau hai năm. Nghiên cứu của Das và Ghosh (2007) cũng tìm thấy kết quả tăng truởng tín dụng có tác động cùng chiều đến RRTD với độ trễ 1 năm.
Giả thuyết H5: Có mối quan hệ cùng chiều giữa tăng trưởng tín dụng năm hiện hành và RRTD.
3.3.6. Quy mô ngân hàng và RRTD
Các nghiên cứu truớc không có sự thống nhất trong kết luận về quy mô của ngân hàng tác động đến RRTD.
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 Ản Độ trong giai đoạn 2001 - 2010 chỉ ra mối quan hệ nguợc chiều giữa quy mô ngân hàng và RRTD.
Nghiên cứu của Foos và cộng sự (2010) lại không tìm thấy tác động có ý nghĩa
của qui mô ngân hàng đến RRTD ngân hàng. Zribi và Boujelbene (2011) nghiên cứu 10 NHTM tại Tunisia trong giai đoạn 1995 - 2008 cũng cho kết quả tuơng tự.
Tuy nhiên nghiên cứu của Das và Ghosh (2007) về RRTD của các ngân hàng Ản Độ trong giai đoạn 1994 - 2005 lại tìm thấy mối quan hệ cùng chiều giữa RRTD và quy mô ngân hàng.
Đối với Việt Nam, các ngân hàng có qui mô lớn thuờng tập trung cho các doanh nghiệp Nhà nuớc 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 RRTD đối với các khoản vay này. Do đó dự kiến có mối quan hệ cùng chiều giữa quy mô ngân hàng và RRTD.
Giả thuyết H6: Có mối quan hệ cùng chiều giữa quy mô ngân hàng với RRTD.
3.3.7. Thanh khoản và RRTD
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 RRTD 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 RRTD. Nghiên cứu của Poudel (2013) thì không thấy có sự ảnh hưởng của chỉ số thanh khoản đến RRTD.
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 RRTD.
Giả thuyết H7: Có mối quan hệ cùng chiều giữa tỷ lệ thanh khoản với RRTD.
3.3.8. Năng lực quản trị và RRTD
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 RRTD theo kỳ vọng của tác giả tuy nhiên lại không có ý nghĩa về mặt thống kê.
Giả thuyết H8: Có mối quan hệ cùng chiều giữa năng lực quản trị với RRTD.
3.3.9. Khả năng sinh lợi và RRTD
Nghiên cứu của Chaibi và Ftiti (2015) tìm thấy mối quan hệ ngược chiều giữa khả năng sinh lợi và RRTD tại các ngân hàng ở Đức và Pháp. Đồng quan điểm này, Louzis và cộng sự (2012) cũng cho rằng RRTD và khả năng sinh lợi có mối quan hệ ngược chiều. Khả năng sinh lợi của ngân hàng cao là kết quả của việc hoạt động kinh doanh hiệu quả, làm giảm RRTD của ngân hàng.
Loại biến Biến Cách tính Giả thuyết Tương quan kỳ vọng Cơ sở Phụ thuộc LLRi,t Giá trị trích lập dự phòng RRTD năm t/Tổng dư nợ năm (t-1) Foos và cộng sự (2010) Biến độc lập
LLRi,t-1 Tỷ lệ dự phòng rủi ro tín dụngvới độ trễ 1 năm H1 (+) Foos và cộng sự(2010)
GGDP
t Chỉ số GDP thời điểm t - 100 H2 (-)
Pestova và Mamonov (2011)
CPIt Chỉ số giá tiêu dùng thời điểm
t - 100 H3 (+) Nkusu (2011)
EXIt Chỉ số giá USD thời điểm t -
100 H4 (-)
Pestova và Mamonov
(2011) GLi, t
(Tổng dư nợ năm t - Tổng dư nợ năm (t-1))/(Tổng dư nợ năm (t-1))
H5 (+) Das và Ghosh
(2007)
SIZEi,t Log(Tổng tài sản năm t) H6 (+) Das và Ghosh
(2007)_________
LDRi,t Tổng dư nợ năm t/Tổng tiền
gửi năm t H8 (+) Pestova và Mamonov (2011) ________ OEXPRi, t
Chi phí hoạt động năm t/Tổng tài sản bình quân năm t
H9 (+) Das và Ghosh
(2007)
Giả thuyết H9: Có mối quan hệ ngược chiều giữa khả năng sinh lợi với RRTD.
3.3.10. Chính sách lãi suất và RRTD
Các nghiên cứu của Louzis và cộng sự (2012), Park và Zhang (2012), Castro (2013) cho rằng một chính sách lãi suất cho vay cao của ngân hàng, thể hiện một dấu hiệu của chính sách tín dụng cố tình mạo hiểm mà có thể dẫn đến sự gia tăng các khoản vay có vấn đề.
Ngược lại, nghiên cứu của Fofack (2005), Das và Ghosh (2007) cho rằng trong
giai đoạn ngắn hạn, khi ngân hàng dự báo chính xác lạm phát, các nhà quản lý ngân hàng có thể điều chỉnh lãi suất thích hợp để tăng doanh thu của họ nhanh
hơn so với chi phí mà xem nhẹ các tác động tiêu cực của lạm phát.
Giả thuyết H10: Có mối quan hệ cùng chiều giữa tỷ lệ thu nhập lãi cận biên với RRTD.
NIMi,t
(Thu nhập lãi năm t - Chi phí trả lãi năm t)/(Tổng tài sản bình quân năm t)
H11 (+)
Pestova và
Mamonov
3.4. Dữ liệu nghiên cứu
Dữ liệu nghiên cứu được thu thập trong giai đoạn 2010-2019. Dữ liệu để xây dựng biến phụ thuộc và biến nhân tố đặc trưng hoạt động ngân hàng được thu thập từ số liệu báo cáo tài chính của 24 CN và PGD Agribank tỉnh Bến Tre.
Dữ liệu để xây dựng các biến nhân tố vĩ mô bao gồm chỉ số GDP, chỉ số giá tiêu dùng, chỉ số giá USD được thu thập từng năm tại thời điểm cuối mỗi năm từ cơ sở dữ liệu của Tổng cục Thống kê.
3.5. Phương pháp xử lý và phân tích dữ liệu
3.5.1. Thống kê mô tả
Phương pháp phân tích thống kê mô tả để khái quát những đặc tính cơ bản của dữ liệu thu nhập được nhằm đánh giá sơ bộ về mẫu nghiên cứu. Kết quả phân