Mô hình được bài viết lựa chọn tương đồng với những nghiên cứu tiêu biểu của tác giả Đặng Văn Dân (2013).
4.2. CÁC NHÂN TỐ ẢNH HƢỞNG ĐẾN RỦI RO THANH KHOẢN CỦA CÁC NGÂN HÀNG TMCP VIỆT NAM GIAI ĐỌAN 2006 - 2017 CÁC NGÂN HÀNG TMCP VIỆT NAM GIAI ĐỌAN 2006 - 2017
Bài viết thực hiện kiểm định biến FGAP trong 2 trường hợp có sự tham gia của nhóm biến giải thích, trường hợp một chỉ có nhóm nhân tố nội sinh, trường hợp còn lại bao gồm cả nhân tố ngoại sinh để giải thích. So sánh hệ số R2
của 2 phương trình hồi quy không thấy sự khác biệt đáng kể, đối với mô hình nhóm nhân tố nội sinh giải thích được 36.05% khả năng thanh khoản trong khi mô hình có tính đến tác động của nhóm nhân tố ngoại sinh đã nâng hệ số R2
lên mức 39.39%. R2 tăng lên không đáng kể là minh họa cho nhận định rủi ro thanh khoản của ngân hàng chủ yếu chịu ảnh hưởng của nhóm nhân tố nội tại.
Phương trình hồi quy:
Y = α + β1*lnTA + β2* LLP/TL + β3*ROA + β4*CAP + β5*LRA + β6*GDP + β7*GDP t-1 + β8*INF + β9*INFt-1+ εit (*)
Trong đó, biến phụ thuộc Y được đo lường qua 2 chỉ số là khe hở tài trợ FGAP và tỷ lệ cho vay trên huy động.
Phương trình (*) được thực hiện hồi quy lần lượt:
(1): Hồi quy biến phụ thuộc CV/HĐ theo nhóm nhân tố bên trong và môi trường bên ngoài.
(2): Hồi quy biến phụ thuộc FGAP theo nhóm nhân tố bên trong và môi trường bên ngoài.
(3): Hồi quy biến phụ thuộc FGAP tác động của 2 nhóm nhân tố đối với các NHTM CP có vốn Nhà nước.
(4): Hồi quy biến phụ thuộc FGAP tác động của 2 nhóm nhân tố đối với các NHTM CP tư nhân có quy mô lớn.
(5): Hồi quy biến phụ thuộc FGAP tác động của 2 nhóm nhân tố đối với các NHTM CP tư nhân có quy mô nhỏ.
Bảng 4.4. Kết quả nghiên cứu hồi quy (1) CV/HĐ (2) FGAP (3) FGAP (4) FGAP (5) FGAP Constant 119.31 3.79 5.43 -15.47 85.41 *
Nhân tố nội sinh
LNTA -2.88 -0.90 1.79 1.10 -9,50*
CAP 1.02 * 0.36 -0.65 -0.86 ** -0.19
LLP/TL 1.24 -0.39 0.74 2.25 -3.00
LRA -1.20 * -0.59 * -0.98 * -0.59* -0.61 *
ROA 633.08 * 706.85* 210.82 1096.39* 706.41 *
Nhân tố ngoại sinh
GDP 8.34 * 3.87 * 2.07 * 3.29* 5.82 *
INF 1.42 * 0.78* 0.68 * 0.79* 0.87 * INF-1 0.30 0.15 0.34 * 0.41* -0.25 R-square 0.3539 0.3938 0.9618 0.6021 0.8084 Adjusted R- square 0.3221 0.3640 0.9418 0.5094 0.7445
Nguồn: Tác giả tính toán Ghi chú:*, **: hệ số hồi quy có ý nghĩa thống kê với mức ý nghĩa tương ứng 5%, 10%.
Để có thể phân tích tác động của các nhân tố đối với các nhóm ngân hàng TMCP Việt nam, bài viết tiến hành hồi quy theo phương trình tổng quát phân theo quy mô. Kết quả được trình bày ở bảng 4.4.
Từ kết quả hồi quy cho thấy, nhóm nhân tố bên trong ngân hàng là nhóm tác động chủ yếu đến rủi ro thanh khoản của các ngân hàng. Đối với nhóm ngân hàng TMCP Nhà nước và có quy mô lớn, chỉ có biến LRA thuộc nhóm biến bên trong có ý nghĩa thống kê ở mức 5%, và các biến nhóm bên ngoài đều có ý nghĩa cùng mức trên. Nhóm biến bên trong cũng đóng vai trò giải thích được cho rủi ro thanh khoản ở các ngân hàng TMCP tư nhân cùng mức ý nghĩa nghiên cứu. Riêng đối với nhóm biến nội sinh, có biến CAP, LRA và ROA có ý nghĩa nghiên cứu đối với rủi ro thanh khoản ở các ngân hàng TMCP tư nhân lớn. Và cuối cùng nhóm ngân hàng TMCP tư nhân quy mô nhỏ chịu tác động của biến LNTA, LRA và ROA với mức ý nghĩa 5%.
4.2.1. Tác động của nhóm yếu tố nội sinh
4.2.1.1. Quy mô ngân hàng (LNTA)
Quy mô ngân hàng có tác động ngược chiều với rủi ro thanh khoản của nhóm ngân hàng TMCP tư nhân với độ tác động có ý nghĩa thống kê ở mức 5%. Tuy nhiên, đối với các nhóm ngân hàng còn lại thì biến này không có ý nghĩa.
Trong nhóm ngân hàng nghiên cứu, ba ngân hàng TMCP Nhà nước có quy mô tổng tài sản bình quân lớn hơn nhiều so với các ngân hàng còn lại giai đoạn 2006-2017
Hình 4.1. Quy mô tổng tài sản bình quân của 3 nhóm ngân hàng giai đoạn 2006-2017
Đvt: tỷ đồng
Nguồn: Tác giả tính toán
Nghiên cứu của Aspachs (2005) và Đặng Văn Dân (2013) cho rằng những ngân hàng nhỏ thường duy trì tỷ lệ thanh khoản cao vì những ngân hàng này gặp khó khăn trong việc tiếp cận vốn từ thị trường. Từ số liệu tính toán, tổng tài sản của nhóm ngân hàng 3 xu hướng tăng trong giai đoạn 2006-2017 trong đó đạt tốc độ tăng cao nhất là 232% và 91% vào các năm 2007 và 2009 so với năm trước liền kề. Bài viết ghi nhận kết quả tốc độ tăng cho vay bình quân nhóm ngân hàng này chủ yếu cao hơn tốc độ tăng trưởng huy động bình quân (phụ lục 6). Khi cho vay ngày càng chiếm tỷ trọng cao hơn trong tổng tài sản, đồng thời các khoản dự trữ thanh khoản trở nên ít đi và gia tăng thiệt hại khi ngân hàng đối mặt với rủi ro thanh khoản.
4.2.1.2. Tỷ lệ vốn ngân hàng (CAP)
Kết quả kiểm định mô hình cho thấy, tỷ lệ vốn của ngân hàng được đo lường bằng Vốn chủ sở hữu/Tổng nguồn vốn có tác động không xác định đối với rủi ro thanh khoản của ngân hàng thương mại.
Trong mẫu nghiên cứu và theo phụ lục 5, ngân hàng TMCP Kiên Long là ngân hàng có tỷ lệ vốn cao nhất bình quân trong giai đoạn 2006-2017 đạt mức CAP = 20.53% nhưng khe hở tài trợ vẫn ở mức cao. Điều đó có thể giải thích, bên cạnh việc có tỷ
lệ vốn chủ sở hữu cao nhưng vì mục tiêu kinh doanh, các ngân hàng chấp nhận tỷ lệ tăng cho vay hay chấp nhận tỷ lệ cao giữa cho vay trên huy động khiến cho khe hở thanh khoản trầm trọng hơn. Tuy nhiên, với giới hạn phạm vi nghiên cứu, kết quả lại cho thấy những ngân hàng có khe hở thanh khoản thấp như Ngân hàng Bưu điện Liên Việt và Ngân hàng Quân đội duy trì tỷ lệ vốn ở mức trung bình trong nhóm tương ứng 7.71% và 9.26%. Do đó, có thể lý giải khác nhận định trên như sau các ngân hàng tuy có cơ cấu vốn chủ sở hữu thấp nhưng để đáp ứng các điều kiện tổ chức quốc tế như Basel cũng như áp dụng chiến lược kinh doanh ngân hàng mà trạng thái thanh khoản không trở nên trầm trọng.
4.2.1.3. Rủi ro tín dụng ngân hàng (LLP/TL)
Nhân tố rủi ro tín dụng không có ý nghĩa thống kê đối với mô hình trong giai đoạn nghiên cứu ở các mức ý nghĩa chấp nhận.
Chi phí DPRR tín dụng được khấu trừ trực tiếp từ lợi nhuận trước thuế hoạt động kinh doanh của ngân hàng. Nguyên nhân khiến các ngân hàng phải trích lập chi phí DPRR tín dụng vì trong danh mục tài sản của ngân hàng có khoản vay vấn đề. Những khoản vay mà khách hàng vay mất khả năng chi trả hoặc không có thiện chí trả nợ được xem là nợ có vấn đề và chứng tỏ ngân hàng đã gặp phải rủi ro tín dụng đối với khoản vay này (S. Rose, 1988). Theo quy định tại thông tư 02/TT-NHNN do NHNN ban hành, các ngân hàng thương mại phải bắt đầu trích lập dự phòng đối với các khoản nợ từ nhóm 2 trở đi.
Theo mô tả thống kê biến cho thấy giai đoạn 2009-2010, các ngân hàng ít trích lập dự phòng và đến những năm gần đây thực hiện đúng theo quy định của cơ quan Nhà nước thể hiện ở mức trích lập đều đặn (Hình 4.2). Trong đó, các năm 2015-2017 ghi nhận kết quả tỷ lệ trích lập cao, đạt trung bình 0.69% so với mức trung bình những năm trước chỉ đạt 0.46%.
Hình 4.2. Tỷ lệ chi phí dự phòng rủi ro tín dụng trên tổng tài sản bình quân các ngân hàng giai đoạn 2006-2017
Đvt: %
Nguồn: Tác giả tính toán
BIDV giữ vị trí đứng đầu với tỷ lệ chi phí DPRRTD không chỉ trong nhóm ngân hàng TMCP Nhà nước mà còn đối với các ngân hàng khác trong mẫu nghiên cứu với tỷ lệ bình quân 0.99%. Hai ngân hàng còn lại trong số các NHTM Nhà nước cũng duy trì mức tỷ lệ cao tương ứng là 0.68% và 0.79%. Về nhóm ngân hàng TMCP tư nhân, ngân hàng Việt Nam thịnh vượng là ngân hàng có tỷ lệ chi phí dự phòng RRTD cao nhất. Hình 4.2 cho thấy chi phí dự phòng rủi ro tín dụng của các NHTM đều tăng so với cùng kỳ năm trước (phụ lục 4). Các ngân hàng phải tăng cường trích lập dự phòng rủi ro không chỉ xuất phát từ nguyên nhân tuân thủ theo quy định phân loại nợ và trích lập dự phòng rủi ro của Thông tư 02 mà còn xuất phát từ chính chiến lược và nhận định kinh doanh của mỗi ngân hàng. Sau quá trình đẩy mạnh hoạt động cho vay giai đoạn kinh tế có lạm phát cao, các khoản nợ nhóm 5 cũng như nợ có vấn đề chiếm tỷ trọng cao đã đặt ra yêu cầu ngân hàng phải xem lại hoạt động kinh doanh và xử lý nợ xấu. Đứng trước sự ra đời của công ty mua bán tài sản VAMC vào tháng 7/2013, số lượng các khoản nợ ngân hàng bán lại cho công ty này không cao như kỳ vọng nên ngân hàng chọn cách tự mình xử lý và đó cũng là lý do khiến trích lập dự phòng rủi ro tăng cao. Theo như cơ sở lý thuyết đặt ra, chỉ số chi phí dự phòng rủi ro tín dụng phản ánh rủi ro tín dụng ngân hàng sẽ tác
động cùng chiều với rủi ro thanh khoản, tuy nhiên kết quả cho thấy khả năng thanh khoản lại không chịu ảnh hưởng bởi rủi ro tín dụng ở mức ý nghĩa nghiên cứu. Do đó, có thể lý giải mặc dù ngân hàng có thể đối mặt các khoản nợ vấn đề gây chậm trễ trong việc thu hồi nợ vay nhưng vẫn có thể đáp ứng cầu thanh khoản từ những nguồn cung thanh khoản khác như bán tài sản thanh khoản, huy động vốn trên thị trường liên ngân hàng…
4.2.1.4. Tỷ lệ dự trữ thanh khoản (LRA)
Nhân tố tỷ lệ dự trữ thanh khoản có tác động ngược chiều đến rủi ro thanh khoản của ngân hàng TMCP Việt Nam với mức ý nghĩa 5%. Kết quả trên phù hợp với kỳ vọng của nghiên cứu cũng như tương đồng với nhận định của các tác giả trước đó (Chung-hua Shen, 2009).
Dữ liệu dự trữ thanh khoản trong nghiên cứu được lấy từ nguồn dữ liệu sơ cấp và thứ cấp bao gồm các khoản mục tiền mặt, tiền gửi tại NHNN và các NHTM khác, và chứng khoán kinh doanh. Trên đây là những tài sản có tính thanh khoản cao và sẽ được Ngân hàng sử dụng để tạo nguồn cung thanh khoản kịp thời cho các nhu cầu đột xuất.
Hình 4.3: Tỷ lệ dự trữ thanh khoản bình quân giai đoạn 2006-2017 của các NHTM Việt Nam
Đvt: %
Nguồn: Tác giả tính toán
Ngân hàng Tiên phong có tỷ lệ dự trữ thanh khoản trên tổng tài sản bình quân cao nhất trong mẫu nghiên cứu với mức 53.93%, sau đó là ngân hàng TMCP Quân đội và Bưu điện liên việt. Mặc dù dự trữ thanh khoản tính theo giá trị tuyệt đối đối với nhóm NHTM cổ phần Nhà nước cao nhất với mức 159,813.5 tỷ đồng cũng như một số NHTM cổ phần tư nhân quy mô lớn (49,805.69 tỷ đồng) so với giá trị bình quân 19,136.24 của nhóm ngân hàng tư nhân nhỏ, nhưng tỷ trọng trong tổng tài sản luôn được các lãnh đạo ngân hàng cân nhắc. Nhận thấy ích lợi của dự trữ thanh khoản trong việc đáp ứng các nhu cầu đột xuất nhưng khi tỷ lệ này càng cao đồng nghĩa với việc chịu chi phí cơ hội khi không sử dụng nguồn tiền cho các mục tiêu sinh lời
hấp dẫn hơn. Do đó, các ngân hàng ưu tiên duy trì mức độ dự trữ thanh khoản vừa phải để dung hòa các mục tiêu trong hoạt động kinh doanh.
4.2.1.5. Khả năng sinh lời ngân hàng ROA
Khả năng sinh lời ngân hàng được đo lường bằng lợi nhuận sau thuế trên tổng tài sản có quan hệ cùng chiều với khe hở tài trợ ở mức ý nghĩa 10%. Những ngân hàng hoạt động sinh lời tốt rất có thể chấp nhận những khoản đầu tư rủi ro hơn. Điều này trái ngược với kết quả trong nghiên cứu của Bonfirm và Kim (2011) cho nhận định tác động cùng chiều vì khi ngân hàng có nhiều lợi nhuận sẽ có tiền bù đắp cho các khoản chi phí, ổn định thanh khoản nhờ đầu tư vào những tài sản thanh khoản và nếu lợi nhuận ngân hàng tăng sẽ gia tăng lòng tin người gửi tiền, huy động được nguồn vốn lớn.
Tuy nhiên, bài viết kết luận có ảnh hưởng cùng chiều giữa nhân tố ROA và rủi ro thanh khoản, cho thấy khi sở hữu mức tăng trưởng lợi nhuận lớn đồng nghĩa với việc ngân hàng kinh doanh và đầu tư ở những lĩnh vực sinh lời tốt thay vì sử dụng vốn để dự trữ thanh khoản nhiều. Và giảm dự trữ thanh khoản là một trong nguyên nhân dẫn đến gia tăng rủi ro đối với ngân hàng khi phát sinh nhu cầu đột xuất. Thống kê của bài viết cho thấy trong giai đoạn nghiên cứu, những ngân hàng sinh lời tốt như ngân hàng TMCP Quân đội, Việt nam thịnh vượng và Kỹ thương lại không duy trì tỷ lệ dự trữ thanh khoản cao (Hình 4.4).
Hình 4.4. ROA bình quân giai đoạn 2006-2017 của các ngân hàng TMCP Việt Nam
Nguồn: Tác giả tính toán
Kết quả nghiên cứu cho ra tương đồng với nhận định của các tác giả Kosmidou (2007) và Vallas và Escobiac (2006) có sự tác động ngược chiều giữa chỉ tiêu sinh lời và rủi ro thanh khoản. Cho vay là hoạt động kinh doanh truyền thống và mang lại lợi nhuận cao cho ngân hàng. Bằng việc chỉ duy trì tỷ lệ dự trữ vừa phải, các ngân hàng này đã sử dụng phần lớn nguồn vốn huy động được để cho vay, tiêu biểu như các ngân hàng TMCP tư nhân khi sử dụng phần lớn tổng nguồn vốn dành cho hoạt động cấp tín dụng cũng được phản ánh bởi chỉ số ROA cao hơn (Hình 4.5).
Hình 4.5. ROA và tỷ lệ cấp tín dụng trên tổng nguồn vốn của các ngân hàng TMCP Việt Nam giai đoạn 2006-2017
Nguồn: Tác giả tổng hợp
4.2.2. Tác động của nhóm biến ngoại sinh
Các nhân tố ngoại sinh bao gồm tốc độ tăng trưởng GDP và tỷ lệ lạm phát phản ánh thực trạng nền kinh tế có chiều hướng tác động giống nhau trong tất cả các trường hợp nghiên cứu gộp chung hay chia tách theo quy mô. Tuy nhiên, hệ số R-square thu được từ phương trình hồi quy khe hở thanh khoản với biến độc lập chỉ bao gồm các yếu tố ngoại sinh không cao đạt ở mức 15%.
4.2.2.1. Tăng trưởng kinh tế
Tốc độ tăng trường GDP minh họa cho yếu tố tăng trưởng kinh tế có tác động cùng chiều đến rủi ro thanh khoản với mức ý nghĩa 5%. Tuy nhiên, biến trễ bậc 1 của GDP lại có ảnh hưởng ngược chiều đối với biến phụ thuộc cùng mức ý nghĩa đề ra. Từ đó, có thể kết luận tăng trưởng kinh tế làm gia tăng rủi ro thanh khoản trong năm nhưng sẽ làm giảm rủi ro trong năm tiếp theo. Kết luận trên cũng tương đồng với nhận định trong nghiên cứu của tác giả Trương Quang Thông (2013).
Khi nền kinh tế tăng trưởng, ngân hàng dễ dàng trong việc thu hút vốn dân cư, đồng thời hoạt động cho vay cũng có nhiều khởi sắc; hơn nữa, khi các điều kiện thị trường phát triển tốt, người dân sẽ ưu tiên kinh doanh, đầu tư vào nhiều kênh sinh lợi khác thay vì gửi tiền tiết kiệm, do đó, tốc độ tăng cho vay cao hơn so với tăng tiết kiệm gây nên nguy cơ thanh khoản. Tuy nhiên, với điều kiện kinh doanh ổn định, chủ thể đi vay sẽ đáp ứng đúng quy trình cấp tín dụng cũng như hoàn trả đúng