Wooldridge test for autocorrelation in panel data H0: no first order autocorrelation
F(1, 26) = 28,258
Prob>F= 0,0000
(Nguồn: Phụ lục 8) Kết quả kiểm định tự tương quan Wooldridge cho thấy p-value = 0,0000<5% do đó bác bỏ H0 chứng tỏ mơ hình nghiên cứu có hiện tượng tự tương quan bậc nhất. Tự tương quan gây ra ước lượng thông thường khơng cịn hiệu quả và các kiểm định hệ số hồi quy khơng cịn đáng tin cậy. Để giải quyết các vấn đề tự tương quan và phương sai thay đổi cũng như vấn đề nội sinh tiềm ẩn của biến trễ NPLt-1, nghiên cứu sử dụng phương pháp dữ liệu bảng động GMM hai bước được đề xuất bởi Arellano và Bover (1995) đồng thời sử dụng kỹ thuật GMM hệ thống để có ước lượng hiệu quả hơn các phương pháp trước đó. Kết quả của mơ hình GMM hệ thống được sử dụng để giải thích mối tương quan giữa các biến trong mơ hình.
4.4.4.6. Kết quả nghiên cứu theo mơ hình GMM hệ thống Bảng 4.14: Kết quả hồi quy theo GMM hệ thống
NPL Coef t P>t NPLt-1 0,392252 22,77 0,000 ETA 0,0978874 12,07 0,000 ROA -0,1963148 -3,92 0,000 SIZE 0,0025468 6,90 0,000 LG -0,0028824 -3,25 0,001
GDP -0,4536531 -15,17 0,000 INF 0,0365382 12,43 0,000 _Cons 0,002724 0,42 0,677 Số quan sát 219 Số ngân hàng 30 AR(2) 0,404 Hansen test 1,000 (Nguồn: Phụ lục 8) Kết quả nghiên cứu cho thấy được sự nhất quán của mơ hình GMM hệ thống khi dấu của các biến độc lập khơng thay đổi so với mơ hình tác động cố định FEM và mơ hình GLS khi xử lý phương sai thay đổi và tự tương quan. Kiểm tra tính bền vững của ước lượng GMM hệ thống bằng AR (2), Hansen và Sargan test, các kiểm định này đều có p-value > 5%, điều này có nghĩa rằng mơ hình GMM hệ thống là phù hợp vì khơng bị tự tương quan bậc 2 và các biến công cụ là phù hợp.
Nghiên cứu tác động của vốn chủ sở hữu đến rủi ro tín dụng tại 30 NHTM Việt Nam giai đoạn 2007 – 2017 bằng phương pháp hồi quy ước lượng với dữ liệu bảng động thơng qua mơ hình ước lượng GMM hệ thống, kết quả cho thấy:
Biến độc lập vốn chủ sở hữu (ETA) tác động cùng chiều với tỷ lệ nợ xấu NPL với hệ số ước lượng 0,09789 và mức ý nghĩa 1% .
Hệ số ước lượng của biến trễ nợ tỷ lệ nợ xấu kỳ trước (NPLt-1) là 0,39225 cùng chiều với biến phụ thuộc tỷ lệ nợ xấu NPL với mức ý nghĩa 1%.
Biến hiệu quả hoạt động (ROA) có mối quan hệ ngược chiều với tỷ lệ nợ xấu NPL với hệ số ước lượng là 0,19631 và mức ý nghĩa 1%.
Biến quy mơ ngân hàng (SIZE) có mối quan hệ cùng chiều với biến phụ thuộc NPL với hệ số ước lượng 0,00255 và mức ý nghĩa 1%.
Biến tăng trưởng tín dụng (LG) có mối quan hệ ngược chiều với tỷ lệ nợ xấu NPL với hệ số ước lượng 0,00288 và mức ý nghĩa 1%.
Kết quả cũng cho thấy, biến tăng trưởng kinh tế (GDP) có mối quan hệ ngược chiều với biến phụ thuộc tỷ lệ nợ xấu (NPL) với hệ số ước lượng 0,45365 vả biến tỷ lệ
lạm phát (INF) cùng chiều với biến phụ thuộc NPL với hệ số ước lượng 0,03654 và có cùng mức ý nghĩa 1%.
Dựa vào kết quả hồi quy theo mơ hình dữ liệu bảng động GMM hai bước thơng qua ước lượng GMM hệ thống, ta có mơ hình hồi quy sau:
NPL = 0,00272 + 0,39225 x NPLt-1 + 0,09789 x ETA - 0,19631 x ROA +0,00255 x SIZE - 0,00288 x LG - 0,45365 x GDP + 0,03654 x INF.
4.4.5. Thảo luận kết quả nghiên cứu
Vốn chủ sở hữu (ETA)
Biến vốn chủ sở hữu ETA có tác động cùng chiều với biến phụ thuộc tỷ lệ nợ xấu NPL và đúng với kỳ vọng là dương. Vốn chủ sở hữu ETA tăng 1% thì làm cho tỷ lệ nợ xấu NPL tăng 9,79%. Kết quả này nhất quán với phát hiện của Marijana Curak và cộng sự (2013), Hasna Chaibi và Zied Ftiti (2014), Hasan Ayaydin và Aykut Karakaya (2014). Điều này tương ứng với lý thuyết về quản lý (Regulatory Hypotheses) - các nhà quản lý khuyến khích các ngân hàng tăng vốn tương ứng với mức độ rủi ro và Hasna Chaibi và Zied Ftiti (2014) - vốn chủ sở hữu càng cao thì ngân hàng càng có xu hướng chấp nhận rủi ro cao hơn vì nhu cầu tạo ra lợi nhuận ngày càng cao. Ở Việt Nam, việc tăng vốn quá nhanh đã tăng áp lực về việc chi trả cổ tức cho các cổ đơng do đó trong những năm vừa qua để ổn định thu nhập các NHTM đã cố gắng tăng trưởng tín dụng nhằm tăng trưởng tổng tài sản. Áp lực về tăng trưởng tín dụng tốc độ cao trong khi đó trình độ quản lý của các ngân hàng khơng theo kịp với tốc độ tăng tài sản dẫn đến chất lượng tín dụng kém từ đó nợ xấu gia tăng gây ảnh hưởng trực tiếp đến vốn chủ sở hữu của các ngân hàng.
Tỷ lệ nợ xấu năm trước (NPLt-1)
Biến tỷ lệ nợ xấu năm trước NPLt-1 có tác động cùng chiều với biến phụ thuộc tỷ lệ nợ xấu NPL và đúng với dấu được kỳ vọng là dương. Kết quả nghiên cứu cho thấy tỷ lệ nợ xấu năm trước NPLt-1 tăng 1% thì làm cho tỷ lệ nợ xấu NPL tăng 39,23%. Điều này có ý nghĩa đối với mẫu nghiên cứu giai đoạn 2007 – 2017, rủi ro tín dụng năm trước có tác động mạnh mẽ đến rủi ro tín dụng của ngân hàng năm hiện tại, kết quả này nhất quán với phát hiện của Marijana Curak và cộng sự (2013), Hasna Chaibi
và Zied Ftiti (2014), Bùi Duy Tùng và Đặng Thị Bạch Vân (2015), Nguyễn Thị Hồng Vinh (2015), Nguyễn Thị Hồng Vinh và Lê Phan Thị Diệu Thảo (2016). Rủi ro tín dụng hiện tại chịu tác động bởi rủi ro tín dụng trong q khứ, do đó để giảm nợ xấu trong tương lai cần quản lý tốt rủi ro trong hiện tại.
Hiệu quả hoạt động (ROA)
Biến hiệu quả hoạt động ROA có tác động ngược chiều với biến phụ thuộc tỷ lệ nợ xấu NPL và và đúng với dấu kỳ vọng là âm. Hiệu quả hoạt động ROA tăng 1% thì làm cho tỷ lệ nợ xấu giảm 19,63%. Kết quả này nhất quán với nghiên cứu của Louzis và cộng sự (2012), Curak và cộng sự (2013), Tehulu và cộng sự (2014). Các ngân hàng hoạt động kém hiệu quả dẫn đến các ngân hàng hạn chế trong phân tích, chấm điểm tín dụng, thẩm định tài sản đảm bảo và cam kết giám sát khách hàng do đó rủi ro tín dụng ngày càng gia tăng. Ngược lại khi tỷ lệ nợ xấu cao đồng nghĩa với việc tăng chi phí trích lập dự phịng cho các khoản vay không thu hồi được từ đó dẫn đến lợi nhuận giảm.
Quy mô ngân hàng (SIZE)
Biến quy mô ngân hàng SIZE tác động cùng chiều với biến phụ thuộc tỷ lệ nợ xấu NPL và đúng với dấu kỳ vọng là dương. Quy mơ ngân hàng tăng 1% thì làm cho tỷ lệ nợ xấu tăng 0,26%. Kết quả này cùng với kết quả của các nghiên cứu của Hasna Chaibi và Zied Ftiti (2014), Nguyễn Thị Hồng Vinh (2015), Nguyễn Thị Hồng Vinh và Lê Phan Thị Diệu Thảo (2016). Các NHTM Việt Nam có quy mơ lớn thường có mạng lưới hoạt động rộng khắp nhưng trình độ quản trị yếu kém dẫn đến tỷ lệ nợ xấu tăng cao.
Tăng trưởng tín dụng (LG)
Biến tăng trưởng tín dụng LG có tác động ngược chiều đến biến phụ thuộc tỷ lệ nợ xấu NPL và cùng với dấu kỳ vọng là âm. Tăng trưởng tín dụng tăng 1% thì tỷ lệ nợ xấu giảm đi 0,29%. Kết quả này phù hợp với nghiên cứu của Curak và cộng sự (2013). Điều này có ý nghĩa rằng khi nợ xấu tăng sẽ cản trở việc cấp tín dụng và ngược lại, khi ngân hàng có tỷ lệ nợ xấu cao đều được NHNN xử lý triệt để nhằm đảm bảo hoạt động cho ngân hàng do đó dù ngân hàng tiếp tục tăng cường cho vay các khoản vay mới
cũng không ảnh hưởng đến tỷ lệ nợ xấu. Một cách hiểu khác, các NHTM tăng trưởng tín dụng nhưng có chính sách quản lý khoản vay tốt thì rủi ro tín dụng của NHTM đó cũng được giảm xuống.
Tốc độ tăng trưởng kinh tế (GDP)
Biến tốc độ tăng trưởng kinh tế GDP có tác động ngược chiều với biến phụ thuộc tỷ lệ nợ xấu NPL và cùng với dấu của kỳ vọng là âm. Tăng trưởng kinh tế tăng 1% thì tỷ lệ nợ xấu giảm 45,37%. Kết quả phù hợp với nghiên cứu Curak và cộng sự (2013), Hasna Chaibi và Zied Ftiti (2014), Bùi Duy Tùng và Đặng Thị Bạch Vân (2015), Nguyễn Thị Hồng Vinh (2015), Nguyễn Thị Hồng Vinh và Lê Phan Thị Diệu Thảo (2016). Tăng trưởng kinh tế càng cao chứng tỏ kinh tế tăng trưởng tốt, các doanh nghiệp và hộ gia đình hoạt động hiệu quả, tăng khả năng thanh toán các khoản nợ đến hạn cho ngân hàng làm tỷ lệ nợ xấu giảm xuống và ngược lại khi tăng trưởng kinh tế giảm dẫn đến thu nhập doanh nghiệp và hộ gia đình giảm, làm giảm khả năng trả nợ và tăng tỷ lệ nợ quá hạn từ đó nợ xấu các NHTM gia tăng.
Tỷ lệ lạm phát (INF)
Biến tỷ lệ lạm phát có tác động cùng chiều đến rủi ro tín dụng và cùng với dấu của kỳ vọng là dương. Tỷ lệ lạm phát tăng 1% thì tỷ lệ nợ xấu tăng 3,65%. Kết quả phù hợp với nghiên cứu của Curak và cộng sự (2013), Bùi Duy Tùng và Đặng Thị Bạch Vân (2015), Nguyễn Thị Hồng Vinh (2015), Nguyễn Thị Hồng Vinh và Lê Phan Thị Diệu Thảo (2016). Khi lạm phát cao, chính phủ thường thắt chặt chính sách tài khóa và chính sách tiền tệ gây khó khăn cho người đi vay từ đó giảm khả năng trả nợ và làm cho nợ xấu các NHTM gia tăng.
Kết luận chương 4
Chương 4 đã thực hiện phân tích hồi quy theo mơ hình bình phương nhỏ nhất OLS, mơ hình tác động cố định FEM, mơ hình tác động ngẫu nhiên REM, mơ hình bình phương nhỏ nhất tổng qt GLS và mơ hình hồi quy với dữ liệu bảng động GMM hai bước thông qua ước lượng GMM hệ thống. Kết quả cho thấy, mơ hình hồi quy với dữ liệu bảng động GMM hai bước thông qua ước lượng GMM hệ thống là mơ hình
phù hợp nhất do xử lý được hiện tượng nội sinh, phương sai thay đổi và tự tương quan. Do đó, bài nghiên cứu sử dụng kết quả của GMM hệ thống để giải thích mối tương quan giữa các biến trong mơ hình nghiên cứu. Kết quả nghiên cứu cho thấy biến vốn chủ sở hữu tác động cùng chiều với rủi ro tín dụng thơng qua biến tỷ lệ nợ xấu và mơ hình phù hợp với các nghiên cứu trước đây cũng như kỳ vọng.
CHƯƠNG 5: KẾT LUẬN VÀ GỢI Ý CHÍNH SÁCH 5.1. Kết luận 5.1. Kết luận
Nghiên cứu tác động của vốn chủ sở hữu đến rủi ro tín dụng của các NHTM Việt Nam thông qua 30 NHTM Việt Nam giai đoạn 2007 – 2017 đã sử dụng các mơ hình bình phương bé nhất OLS, mơ hình tác động cố định FEM, mơ hình tác động ngẫu nhiên REM, mơ hình bình phương nhỏ nhất tổng qt GLS và mơ hình hồi quy với dữ liệu bảng động thông qua ước lượng GMM hệ thống để có phương trình tốt nhất thể hiện mối quan hệ của các biến độc lập vốn chủ sở hữu ETA, biến trễ tỷ lệ nợ xấu NPLt-1, hiệu quả hoạt động ROA, quy mơ ngân hàng SIZE, tăng trưởng tín dụng LG, tốc độ tăng trưởng kinh tế GDP, tỷ lệ lạm phát INF và biến phụ thuộc tỷ lệ nợ xấu NPL. Mơ hình hồi quy với dữ liệu bảng động thơng qua ước lượng GMM hệ thống là mơ hình phù hợp nhất do xử lý được hiện tượng nội sinh, phương sai thay đổi và tự tương quan trong mơ hình nghiên cứu.
Kết quả nghiên cứu cho thấy biến độc lập vốn chủ sở hữu ETA tác động cùng chiều với rủi ro tín dụng với mức ý nghĩa 1% tức là vốn chủ sở hữu tăng làm cho rủi ro tín dụng tăng. Vốn chủ sở hữu càng cao thì ngân hàng càng có xu hướng chấp nhận rủi ro cao hơn vì nhu cầu tạo ra lợi nhuận ngày càng cao.
Ngồi ra, kết quả nghiên cho thấy các kiểm sốt bao gồm biến tỷ lệ nợ xấu kỳ trước NPLt-1, quy mô ngân hàng SIZE, tỷ lệ lạm phát INF tác động cùng chiều với rủi ro tín dụng của các NHTM Việt Nam. Trong khi đó, hiệu quả hoạt động ROA, tăng trưởng tín dụng LG và tăng trưởng kinh tế GDP có tác động ngược chiều với rủi ro tín dụng. Cụ thể:
Tỷ lệ nợ xấu năm trước NPLt-1 cùng chiều với rủi ro tín dụng với mức ý nghĩa 1%, điều này chứng tỏ rủi ro tín dụng hiện tại chịu tác động bởi rủi ro tín dụng trong q khứ, do đó để giảm nợ xấu trong tương lai cần quản lý tốt rủi ro trong hiện tại.
Quy mô ngân hàng SIZE cùng chiều với rủi ro tín dụng với mức ý nghĩa 1% tức là quy mô ngân hàng càng tăng làm cho rủi ro tín dụng càng tăng. Khi quy mơ lớn thường có mạng lưới hoạt động rộng khắp nhưng trình độ quản trị yếu kém dẫn đến tỷ lệ nợ xấu tăng cao.
Tỷ lệ lạm phát INF cùng chiều với rủi ro tín dụng với mức ý nghĩa 1%, tức là tỷ lệ lạm phát càng cao thì NHNN càng thắt chặt chính sách tiền tệ gây khó khăn cho người đi vay từ đó giảm khả năng trả nợ và làm cho nợ xấu các NHTM gia tăng.
Hiệu quả hoạt động ROA ngược chiều với rủi ro tín dụng với mức ý nghĩa 1%. Các ngân hàng hoạt động kém hiệu quả dẫn đến các ngân hàng hạn chế trong phân tích, chấm điểm tín dụng, thẩm định tài sản đảm bảo và cam kết giám sát khách hàng do đó rủi ro tín dụng ngày càng gia tăng. Ngược lại khi tỷ lệ nợ xấu cao đồng nghĩa với việc tăng chi phí trích lập dự phịng cho các khoản vay khơng thu hồi được từ đó dẫn đến lợi nhuận giảm.
Tăng trưởng tín dụng LG ngược chiều với rủi ro tín dụng với mức ý nghĩa 1%, tức là khi các ngân hàng tăng trưởng tín dụng nhưng có chính sách quản lý khoản vay tốt thì rủi ro tín dụng của NHTM đó cũng được giảm xuống.
Tốc độ tăng trưởng kinh tế GDP ngược chiều với rủi ro tín dụng với mức ý nghĩa 1%. Tăng trưởng kinh tế càng cao chứng tỏ kinh tế tăng trưởng tốt, các doanh nghiệp và hộ gia đình hoạt động hiệu quả, tăng khả năng thanh tốn các khoản nợ đến hạn cho ngân hàng làm tỷ lệ nợ xấu giảm xuống và ngược lại khi tăng trưởng kinh tế giảm dẫn đến thu nhập doanh nghiệp và hộ gia đình giảm, làm giảm khả năng trả nợ và tăng tỷ lệ nợ quá hạn từ đó nợ xấu các NHTM gia tăng.
5.2. Gợi ý chính sách hạn chế tác động của vốn chủ sở hữu đến rủi ro tín dụng tại các Ngân hàng thương mại Việt Nam tại các Ngân hàng thương mại Việt Nam
Kết quả nghiên cứu cho thấy vốn chủ sở hữu có tác động cùng chiều với rủi ro tín dụng có nghĩa là tăng vốn chủ sở hữu làm tăng rủi ro tín dụng tại các NHTM Việt Nam. Do đó, nghiên cứu đề ra một số gợi ý chính sách nhằm hạn chế tác động của vốn chủ sở hữu đến rủi ro tín dụng tại các NHTM Việt Nam.
Các NHTM cần xây dựng chính sách phù hợp trong việc phân phối kết quả hoạt động kinh doanh giữa việc chi trả cổ tức cổ đông và giữ lại phần lợi nhuận phù hợp bổ sung vào vốn chủ sở hữu nhằm mục đích tái đầu tư và giảm nhẹ gánh nặng tài chính đối với các cổ đông khi tăng vốn chủ sở hữu.
Bên cạnh đó, các NHTM cần xác định các địn bẩy tài chính để giảm lãng phí vốn mà khơng cần thay đổi mơ hình kinh doanh, tối ưu hóa các nguồn vốn khan hiếm để đạt được hiệu quả trong sử dụng vốn chủ sở hữu, từ đó đảm bảo khả năng đạt mức lợi nhuận kỳ vọng cho các cổ đông ngân hàng cũng như sự đóng góp của các ngân hàng vào sự phát triển kinh tế xã hội.
Ngoài ra, các chủ sở hữu NHTM cần chấp nhận việc pha loãng tỷ lệ nắm giữ cổ phần nhằm đa dạng hóa và mở rộng cơ sở cổ đông với mong muốn ngân hàng lớn