Luận án cũng dựa vào các phương pháp ước lượng trên dữ liệu bảng tĩnh để phân tích thực nghiệm các nhân tố tác động đến tăng trưởng cho vay. Các ước lượng này có thể có kết quả hỗ trợ những gì được tìm thấy trên các mô hình dữ liệu bảng động ước lượng bởi GMM trước đó, qua đó đảm bảo tính vững của các kết quả nghiên cứu. Ý tưởng ở đây là các kết quả hồi quy có thể cho thấy là chúng không nhạy cảm với mô hình và phương pháp được áp dụng, qua đó các kết luận là đáng tin cậy.
Cụ thể, nghiên cứu sử dụng công cụ ước lượng sử dụng hiệu ứng cố định và ngẫu nhiên với các sai số chuẩn được điều chỉnh Driscoll-Kraay để đảm bảo tính hiệu quả của các kết quả hồi quy. Các ước lượng hồi quy trên dữ liệu bảng với các sai số chuẩn được điều chỉnh Driscoll-Kraay là vững (robust) trước các khuyết tật như phương sai sai số thay đổi, tự tương quan và tính phụ thuộc giữa các đơn vị chéo (cross-sectional dependence) (Hoechle, 2007).
Bảng 4.6.1. Kiểm tra tính vững cho tất cả các yếu tố CAMELS trên cùng mô hình với OLS/GLS (hồi quy 1–4)
(1) (2) (3) (4)
Vốn chủ sở hữu (C) 1,997*** 1,826*** 2,313*** 2,374***
(0,347) (0,294) (0,466) (0,452)
Dự phòng rủi ro (A) −5,425 −10,114** −5,488 −10,360**
(3,178) (4,128) (3,142) (4,155)
Chi phí ngoài lãi/Doanh thu (M) 0,585 0,267 0,528 0,210
(0,390) (0,366) (0,376) (0,365)
ROA (E) 6,448* 10,166**
(3,312) (3,569)
ROE (E) 0,415 0,783**
(0,272) (0,336)
Tài sản thanh khoản (L) 0,965** 0,993**
(0,349) (0,366)
Cho vay/Tiền gửi (L) −0,321*** −0,320***
(0,051) (0,047)
Khe hở tài sản – nợ (S) −0,398 0,153 −0,333 0,220
(0,268) (0,248) (0,264) (0,253)
Tăng trưởng kinh tế −2,339 −5,814 −2,085 −5,701
(4,353) (4,788) (4,195) (4,717) Lạm phát −1,346** −0,924 −1,276** −0,827 (0,565) (0,634) (0,535) (0,582) Số quan sát 353 353 353 353 Kiểm định F 0,000 0,000 0,000 0,000 R-squared 0,264 0,232 0,256 0,219 Kiểm định Hausman 0,005 0,031 0,007 0,043
Hồi quy FEM FEM FEM FEM
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 F và Hausman được trình bày với p-values.
Bảng 4.6.2. Kiểm tra tính vững cho tất cả các yếu tố CAMELS trên cùng mô hình với OLS/GLS (hồi quy 5–8)
(5) (6) (7) (8)
Vốn chủ sở hữu (C) 2,005*** 1,346*** 2,180*** 1,864***
(0,353) (0,410) (0,440) (0,523)
Dự phòng rủi ro (A) −6,221** −8,742** −6,318** −9,180**
(2,749) (3,517) (2,731) (3,526)
Chi phí hoạt động/Tài sản (M) 5,845 −1,212 6,274 −1,136
(3,678) (2,261) (3,856) (2,375)
ROA (E) 4,511 8,626***
(2,809) (2,526)
ROE (E) 0,216 0,667***
(0,216) (0,210)
Tài sản thanh khoản (L) 0,993** 1,034**
(0,377) (0,400)
Cho vay/Tiền gửi (L) −0,273*** −0,274***
(0,056) (0,052)
Khe hở tài sản – nợ (S) −0,411 0,067 −0,347 0,078
(0,263) (0,245) (0,266) (0,235)
Tăng trưởng kinh tế −0,136 −6,063 −0,005 −6,038
(5,345) (5,703) (5,168) (5,548) Lạm phát −1,388** −0,916 −1,303** −0,814 (0,490) (0,550) (0,459) (0,521) Số quan sát 353 353 353 353 Kiểm định F 0,000 0,000 0,000 0,000 R-squared 0,262 0,174 0,257 0,164 Kiểm định Hausman 0,007 0,060 0,008 0,083
Hồi quy FEM REM FEM REM
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 F và Hausman được trình bày với p-values.
Bảng 4.6.3. Kiểm tra tính vững cho tất cả các yếu tố CAMELS trên cùng mô hình với OLS/GLS (hồi quy 9–12)
(9) (10) (11) (12)
Vốn chủ sở hữu (C) 1,289*** 1,504*** 1,719*** 2,047***
(0,306) (0,465) (0,375) (0,509)
Tỷ lệ nợ xấu (A) −0,988 −1,920* −1,029 −1,997*
(0,655) (1,065) (0,616) (1,001)
Chi phí ngoài lãi/Doanh thu
(M) 0,135 −0,119 0,106 −0,163 (0,300) (0,380) (0,281) (0,356) ROA (E) 5,792** 7,494*** (2,074) (2,124) ROE (E) 0,511** 0,656*** (0,171) (0,171)
Tài sản thanh khoản (L) 0,731** 0,740**
(0,277) (0,273)
Cho vay/Tiền gửi (L) −0,318*** −0,319***
(0,071) (0,065)
Khe hở tài sản – nợ (S) −0,605** −0,200 −0,631** −0,225
(0,243) (0,160) (0,220) (0,129)
Tăng trưởng kinh tế −3,128 −4,733 −3,027 −4,664
(5,059) (5,808) (5,021) (5,704) Lạm phát −1,020* −0,540 −1,004* −0,514 (0,528) (0,555) (0,521) (0,552) Số quan sát 313 313 313 313 Kiểm định F 0,000 0,000 0,000 0,000 R-squared 0,172 0,151 0,171 0,148 Kiểm định Hausman 0,051 0,245 0,073 0,301
Hồi quy REM REM REM REM
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 F và Hausman được trình bày với p-values.
Bảng 4.6.4. Kiểm tra tính vững cho tất cả các yếu tố CAMELS trên cùng mô hình với OLS/GLS (hồi quy 13–16)
(13) (14) (15) (16)
Vốn chủ sở hữu (C) 2,224*** 1,480*** 2,458*** 2,048***
(0,370) (0,413) (0,450) (0,521)
Tỷ lệ nợ xấu (A) −1,145 −1,926* −1,190 −1,997*
(0,727) (1,010) (0,689) (0,953)
Chi phí hoạt động/Tài sản (M) 5,347 0,093 5,324 −0,177
(3,946) (2,811) (4,052) (3,074)
ROA (E) 3,828 7,766***
(2,608) (1,947)
ROE (E) 0,296 0,689***
(0,231) (0,212)
Tài sản thanh khoản (L) 0,880** 0,891**
(0,381) (0,384)
Cho vay/Tiền gửi (L) −0,317*** −0,316***
(0,076) (0,069)
Khe hở tài sản – nợ (S) −0,760** −0,215 −0,745** −0,244**
(0,284) (0,131) (0,269) (0,102)
Tăng trưởng kinh tế −0,332 −5,119 −0,396 −5,210
(5,746) (6,746) (5,688) (6,613) Lạm phát −1,003* −0,508 −0,977* −0,473 (0,498) (0,494) (0,486) (0,497) Số quan sát 313 313 313 313 Kiểm định F 0,000 0,000 0,000 0,000 R-squared 0,202 0,150 0,200 0,147 Kiểm định Hausman 0,036 0,244 0,043 0,296
Hồi quy FEM REM FEM REM
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 F và Hausman được trình bày với p-values.
Nghiên cứu cũng tiến hành các kiểm định Hausman để lựa chọn giữa mô hình tác động cố định FEM và tác động ngẫu nhiên REM, trước khi sử dụng dạng mô hình phù hợp hơn để hồi quy với các sai số chuẩn được điều chỉnh Driscoll-Kraay. Giả thuyết H0 cho rằng không có sự tương quan giữa sai số đặc trưng giữa các chủ thể với các biến giải thích trong mô hình, lúc này mô hình REM được ủng hộ (p-value của kiểm định Hausman có giá trị lớn). Trong trường hợp giả thuyết H0 bị bác bỏ thì mô hình tác động cố định FEM là phù hợp hơn so với mô hình tác động ngẫu nhiên REM (p-value của kiểm định Hausman có giá trị nhỏ). Ngược lại, nếu chưa có đủ bằng chứng để bác bỏ giả thuyết H0 nghĩa là không bác bỏ được sự tương quan giữa sai số và các biến giải thích thì mô hình tác động cố định FEM không còn phù hợp và theo đó thì mô hình tác động ngẫu nhiên REM sẽ ưu tiên được sử dụng. Các kết quả kiểm định Hausman được trình bày chi tiết trong các bảng tổng hợp kết quả. Theo đó, từng mô hình hồi quy cũng được lựa chọn tương ứng.
Các kết quả hồi quy tổng hợp trên mô hình tĩnh gộp tất cả các biến CAMELS được tổng hợp như sau:
Vốn ngân hàng: Biến tỷ lệ vốn chủ sở hữu có tương quan cùng chiều với biến tăng
trưởng cho vay ở mức ý nghĩa 1% tại tất cả các hồi quy, hoàn toàn nhất quán với các kết quả đạt được trước đó. Như vậy, luận án có thể cho thấy tác động cùng chiều của vốn ngân hàng đến tăng trưởng cho vay là rất đáng kể.
Chất lượng tài sản: Hai biến dự phòng rủi ro và tỷ lệ nợ xấu đánh giá chất lượng tài
sản ngân hàng đều có tương quan ngược chiều với biến tăng trưởng cho vay, mặc dù ý nghĩa thống kê có suy giảm so với các phát hiện trước đó nhưng vẫn cung cấp bằng chứng chỉ ra rằng chất lượng tài sản hỗ trợ tăng trưởng cho vay. So với ảnh hưởng của vốn ngân hàng, tác động của chất lượng tài sản đến tăng trưởng cho vay là kém hơn về độ mạnh.
Hiệu quả quản lý: Hệ số hồi quy của cả 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 đều đã giảm toàn bộ ý nghĩa thống kê trên mô hình bảng tĩnh. Trước đó, biến tỷ lệ chi phí ngoài lãi trên tổng doanh thu cũng không cho thấy ý nghĩa thống kê cao ở hầu hết các hồi quy. Kết quả này cho thấy tác động của hiệu quả quản lý đến tăng trưởng cho vay là tương đối yếu, mặc dù vẫn có bằng chứng để ủng hộ quan điểm về tương quan tiêu cực giữa hiệu quả quản lý và tăng trưởng cho vay ngân hàng.
Lợi nhuận ngân hàng: 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, và hầu hết các hệ số hồi quy đều có ý nghĩa thống kê cao. Như vậy, các kết quả cung cấp bằng chứng vững chắc để chỉ ra vai trò hỗ trợ của lợi nhuận ngân hàng trong vấn đề mở rộng kinh doanh cho vay tại các ngân hàng.
Thanh khoản ngân hàng: Hai biến tỷ lệ tài sản thanh khoản và tỷ lệ cho vay trên tổng
tiền gửi đều chỉ ra các kết quả có ý nghĩa thống kê cao, phù hợp với các phát hiện trước đó. Như vậy, một lần nữa luận án có cơ sở vững chắc để lập luận rằng thanh khoản ngân hàng có tác động tích cực rất đáng kể đối với tăng trưởng cho vay.
Nhạy cảm rủi ro thị trường: Biến đại diện cho nhạy cảm với rủi ro thị trường là khe
hở tài sản – nợ có hệ số hồi quy âm và có ý nghĩa thống kê ở một số hồi quy (5/16 hồi quy có ý nghĩa thống kê). Như vậy, mặc dù ý nghĩa thống kê của tác động trên mô hình bảng tĩnh đã giảm đi độ mạnh, tuy nhiên nghiên cứu vẫn có cơ sở để chỉ ra rằng tồn tại tác động ngược chiều của rủi ro lãi suất đối với tăng trưởng cho vay tại các ngân hàng Việt Nam trong thời gian khảo sát.
Tóm lại, thông qua việc kiểm tra lại tính vững của các phát hiện đạt được, nghiên cứu có cơ sở vững chắc để tin vào các kết luận đưa ra sau cùng. Vốn và thanh khoản ngân hàng là các nhân tố tác động rất mạnh đến hành vi cho vay ngân hàng. Trong khi đó lợi nhuận ngân hàng và chất lượng tài sản cũng có những tác động đáng kể đến tăng trưởng cho vay. Sau cùng, yếu tố hiệu quả quản lý và nhạy cảm lãi suất có tác động đến hành vi cho vay của ngân hàng một cách tương đối yếu hơn các nhân tố khác. Căn cứ theo cách tiếp cận đã thực hiện, hai nhân tố sau cùng này được đánh giá bởi các thang đo xấp xỉ (trong khi các nhân tố khác được đại diện tương đối chính xác bởi các biến đại diện). Điều này có thể là nguyên nhân dẫn đến các kết quả tìm được. Do đó, các nghiên cứu trong tương lai có thể khai thác những hạn chế này để cung cấp các bằng chứng mạnh hơn.
KẾT LUẬN CHƯƠNG 4
Các vấn đề trọng tâm của luận án đã được giải quyết trong chương này. Trước hết, thông qua thống kê tóm tắt và phân phối dữ liệu của các biến nghiên cứu, tình hình hoạt động của ngành ngân hàng Việt Nam trong giai đoạn khảo sát đã được mô tả chi tiết. Sự biến động đủ lớn qua thời gian cùng những đặc điểm phân hoá không đồng nhất của các ngân hàng chỉ ra rằng mẫu khảo sát là phù hợp để đưa ra các ước lượng tin cậy (khác biệt đủ lớn trong mẫu khảo sát). Tiếp theo, ma trận hệ số tương quan cho thấy các biến số được lựa chọn đều đủ điều kiện đưa vào mô hình phân tích các nhân tố tác động đến tăng trưởng cho vay.
Thông qua kỹ thuật ước lượng dữ liệu bảng động bằng phương pháp GMM hệ thống, các tác động cần kiểm định đến tăng trưởng cho vay tại thị trường ngân hàng Việt Nam đã được làm rõ. Theo đó, từng nhân tố trong bộ khung CAMELS gồm có vốn ngân hàng, chất lượng tài sản, hiệu quả quản lý, lợi nhuận, thanh khoản và nhạy cảm rủi ro thị trường đều có thể giải thích cho sự biến động trong hành vi mở rộng cho vay của ngân hàng. Bên cạnh đó, các tác động được tìm thấy đều được giải thích hợp lý bởi các cơ sở lý luận hiện có và có thể liên hệ phù hợp với bối cảnh của ngành ngân hàng Việt Nam thời gian qua. Hơn nữa, các hệ số ước lượng đều chỉ ra mức độ tác động là phù hợp và hoàn toàn đảm bảo ý nghĩa về mặt kinh tế.
Kết quả nghiên cứu là rất đáng tin cậy khi đảm bảo được tính vững (robustness) với lần lượt các thủ tục kiểm định như sau: (i) Áp dụng nhiều biến thay thế cho cùng một tiêu chí CAMELS nhờ vào dữ liệu hiện có; (ii) Kết hợp các nhóm biến khác nhau trên cùng mô hình ước lượng (từng nhân tố CAMELS và tổng hợp tất cả nhân tố); và (iii) Thay đổi phương pháp ước lượng từ bảng động GMM sang bảng tĩnh FEM/REM ước lượng bởi OLS/GLS, trong đó từng hồi quy đều đảm bảo được tính nhất quán, không chệch và hiệu quả khi các khuyết tật như nội sinh, phương sai sai số thay đổi, tự tương quan và đa cộng tuyến đều được kiểm soát bởi các thủ tục ước lượng tiên tiến được phát triển trên Stata.
CHƯƠNG 5. KẾT LUẬN VÀ HÀM Ý CHÍNH SÁCH
5.1. Kết luận
Luận án tiến hành phân tích thực nghiệm tác động của các nhân tố nội tại ngân hàng đối với tăng trưởng cho vay trong hệ thống ngân hàng Việt Nam. Bộ khung CAMELS được sử dụng để xác định một cách có hệ thống các nhân tố nội tại ngân hàng quan trọng cần khảo sát. Số liệu tài chính từ 31 NHTM Việt Nam trong giai đoạn từ năm 2007 đến năm 2019 được sử dụng cho nghiên cứu.
Luận án thiết lập các mục tiêu nghiên cứu cụ thể như sau: (i) Xác định được các biến đại diện phù hợp cho từng nhân tố trong bộ khung CAMELS và qua đó đánh giá tình hình tài chính, hiệu quả hoạt động và mức độ lành mạnh của hệ thống ngân hàng Việt Nam dựa theo các tiêu chí đã xây dựng. (ii) Tìm ra tác động của các nhân tố nội tại theo CAMELS đối với tăng trưởng cho vay của ngân hàng. Theo đó, các nhân tố nội tại theo CAMELS bao gồm mức độ an toàn vốn, chất lượng tài sản, hiệu quả quản lý, lợi nhuận, tính thanh khoản và mức độ nhạy cảm với rủi ro thị trường. (iii) Đưa ra những cơ sở giải thích phù hợp cho những phát hiện tìm được, đặt trong bối cảnh tình hình thị trường và các chính sách quản lý liên quan trong giai đoạn khảo sát.
Với mục tiêu đánh giá tình hình hoạt động của hệ thống ngân hàng Việt Nam thông qua bộ khung CAMELS, luận án đã chỉ ra những đặc điểm chuyển biến quan trọng. Nhìn chung, giai đoạn khảo sát cho thấy rất nhiều biến động mạnh trong cơ cấu tài sản, tiềm lực vốn và hiệu suất kinh doanh của các ngân hàng Việt Nam. Tuy rằng vốn chủ sở hữu có sụt giảm do mức tích luỹ của nó không theo kịp quy mô tài sản được mở rộng. Tuy nhiên, số liệu cũng cho thấy tỷ lệ an toàn vốn vượt qua yêu cầu tối thiểu 8,0% của Ủy ban Basel, và thậm chí vượt yêu cầu tối thiểu 9.0% của NHNN (với các ngân hàng áp dụng Thông tư 41/2016/TT- NHNN và thông tư 22/2019/TT-NHNN trong các năm gần đây). Chất lượng tài sản đã không được đảm bảo vì nợ xấu đã có giai đoạn tăng rất cao. Tuy nhiên, thông qua những nỗ lực của NHNN và các ngân hàng trong hệ thống, số lượng các khoản nợ xấu đã giảm đáng kể từ sau khi chạm đỉnh vào năm 2012. Thu nhập và lợi nhuận, bao gồm lợi nhuận trên tài sản và lợi nhuận trên vốn chủ sở hữu đều cho thấy xu hướng giảm trong những năm 2012–2015 do hệ quả của các khoản nợ xấu và ngân hàng hoạt động kém hiệu quả trong việc tiết kiệm chi phí. Tỷ lệ trung bình của tài sản thanh khoản trên tổng tài sản giảm liên tục từ 2007–2016, sau đó khá ổn định từ năm 2016 cho tới 2019, cho thấy những nỗ lực trong chính sách của NHNN để hỗ trợ thanh khoản và bảo vệ người gửi tiền. Tóm lại, sự biến động đủ lớn qua thời gian
cùng những đặc điểm phân hoá không đồng nhất của các ngân hàng trong hệ thống cung cấp hàm ý nghiên cứu rằng mẫu khảo sát được lựa chọn là phù hợp để đưa ra các ước lượng tin cậy (khác biệt đủ lớn trong mẫu khảo sát).
Với các mục tiêu kiểm định và qua đó đánh giá, lý giải kết quả kiểm định, luận án đã triển khai các thủ tục đảm bảo độ tin cậy thông qua: (i) Áp dụng nhiều biến thay thế cho cùng một tiêu chí CAMELS nhờ vào dữ liệu hiện có; (ii) Kết hợp các nhóm biến khác nhau