CHƯƠNG 4 : KẾT QUẢ NGHIÊN CỨU
4.2 Phân tích kết quả mơ hình
4.2.2 Kết quả hồi quy dữ liệu bảng động GMM: Ảnh hưởng của tăng
tín dụng đối với tỷ lệ nợ xấu trên tổng tài sản (NPLTA)
Để tiếp tục giải quyết xảy ra thiên chệch kết quả mơ hình vì khả năng biến BCG là nội sinh, tác giả sử dụng phương pháp kỹ thuật tổng quát (GMM). Cụ thể hơn, ước tính hồi quy GMM phương trình (4) bằng cách sử dụng NPLTA và NPLTL như là biến phụ thuộc. Biến độ trễ một và hai giai đoạn của biến phụ thuộc được đưa vào mơ hình như biến giải thích để kiểm sốt tính vững trong tỷ lệ khoản nợ xấu.
Bảng 4.5 trình bày kết quả GMM hai bước năng động sử dụng NPLTA làm biến phụ thuộc. Tác giả sử dụng Sargan test để kiểm tra xem hiệu lực của bộ biến cơng cụ có thể bị từ chối hay khơng. Kết quả Sargan test cho thấy giả thuyết H0 là hợp lệ không thể bị từ chối cho tất cả các mơ hình trong các Bảng 4.5 và 4.6, có nghĩa là biến công cụ được sử dụng trong nghiên cứu này là thích hợp. Kết quả cho các bài kiểm tra Arellano-Bond đối với tự tương quan bậc nhất (AR (1)) và tự tương quan bậc hai (AR (2)) trong số dư cho biết số liệu thống kê có ý nghĩa.
Trước khi thảo luận về các kết quả của mỗi mơ hình, tác giả lưu ý rằng các hệ số ước lượng thơng qua các mơ hình trong Bảng 4.5 là tương đối ổn định, cho thấy rằng các kết quả ước lượng là nhất qn. Mơ hình (1) là hồi quy cơ bản của GMM. Hệ số về độ trễ đầu tiên của biến phụ thuộc là dương và có ý nghĩa thống kê, nhưng hệ số trên độ trễ thứ hai của biến phụ thuộc khơng có ý nghĩa thống kê.
Để kiểm tra tác động chính của tăng trưởng tín dụng đối với các khoản nợ xấu, tác giả bổ sung thêm biến tăng trưởng tín dụng ngân hàng (BCG) trong Mơ hình 2. Hệ số BCG là dương và có ý nghĩa thống kê 10%, cho thấy tăng trưởng tín dụng có ảnh hưởng cùng chiều đến nợ xấu. Kết quả này phù hợp với các tài liệu cho thấy sự gia tăng nợ xấu gắn liền với khoản cho vay ngân hàng cao hơn (Foos và cộng sự, 2010). Trong mơ hình 3, tác giả thêm biến tương tác INTERACTION giữa BCG và biến khủng hoảng tài chính tồn cầu (GFC) trong Mơ hình 3 kết quả hệ số biến tương tác khơng có ý nghĩa thống kê.
37
(1) (2) (3) Mẫu đầy đủ Mẫu đầy đủ Mẫu đầy đủ
NPLTAt-1 0.039* 0.35** 0.34 NPLTAt-2 -0.068 0.01 0.01 LNTAt-1 0.25 0.31** 0.35 CETAt-1 0.02 0.01 0 ROAt-1 0.29 0.26 0.25 LIQt-1 -0.03 -0.34 -0.3 DEPTAt-1 -0.01 -0.03** -0.02** BRDt-1 -0.01*** -0.01** -0.01** SDROAt-1 0.06 0 -0.01 BCGt-1 1.5* 1.01 INTERACTION 0.52
Bank-fixed Yes Yes Yes
Period-fixed Yes Yes Yes AR (2) p-value 0.39 0.86 0.89 Sargan test 0.73 0.77 0.72
Số ngân hàng 25 25 25
Số quan sát 175 175 175
Bảng 4.5 Trình bày kết quả GMM sử dụng NPLTA làm biến phụ thuộc
38
Tương tự, tác giả sử dụng NPLTL làm biến phụ thuộc thay thế NPLTA. Ta thấy rằng các kết quả trong Bảng 4.6 nói chung tương tự như các báo cáo trong Bảng 4.5. Tác động của tăng trưởng tín dụng đối với NPLTL là vẫn cùng chiều trong mẫu đầy đủ.
(1) (2) (3) Mẫu đầy đủ Mẫu đầy đủ Mẫu đầy đủ
NPLTAt-1 0.49** 0.44** 0.31 NPLTAt-2 -0.19 0.02 0.01 LNTAt-1 0.45 0.58* 0.83 CETAt-1 0.05 0.001 0.007 ROAt-1 0.58 0.53 0.48 LIQt-1 -0.06 -0.05 -0.03 DEPTAt-1 -0.03** -0.06*** -0.06** BRDt-1 -0.03** -0.02** -0.01* SDROAt-1 0.23 -0.02 -0.003 BCGt-1 2.66* 1.49 INTERACTION 2.82
Bank-fixed Yes Yes Yes
Period-fixed Yes Yes Yes AR (2) p-value 0.43 0.68 0.5 Sargan test 0.63 0.79 0.72
Số ngân hàng 25 25 25
Số quan sát 175 175 175
Bảng 4.6 Trình bày kết quả GMM sử dụng NPLTL làm biến phụ thuộc
39
Nhận xét chung:
Sử dụng phương pháp GMM (Generalized method of moments) hồi quy trên dữ liệu bảng động nhằm tìm hiểu các yếu tố tác động đến rủi ro tín dụng. Tác giả phát hiện:
Tỷ lệ nợ xấu năm hiện tại thực sự chịu ảnh hưởng bởi tỷ lệ nợ xấu năm trước đó. Biến NPLTAt-1 tác động cùng chiều đến NPLTA, với mức ý nghĩa 5%,
điều này có ý nghĩa là một cú sốc với nợ xấu sẽ ảnh hưởng lâu dài đối với hệ thống ngân hàng. Kết quả này cũng phú hợp với nghiên cứu của Salas và Saurina (2002), nợ xấu trong quá khứ cao thể hiện khả năng quản trị rủi ro
trong cho vay ngân hàng kém dẫn đến nợ xấu gia tăng trong hiện tại. Tại Việt Nam, những ngân hàng kiểm soát tốt nợ nấu năm trước thì những năm sau có rủi ro nợ xấu thấp hơn do công tác kiểm sốt rủi ro phịng ngừa nợ xấu tốt hơn.
Tăng trưởng tín dụng với biến trễ của nó có tác động cùng chiều với nợ xấu mức ý nghĩa 10% phù hợp với nghiên cứu Rajan (1994). Kết quả phù hợp
với thực tế tại Việt Nam trong giai đoạn nghiên cứu, do áp lực cạnh tranh giữa các ngân hàng dẫn đến việc tăng trưởng tín dụng của cả hệ thống giai đoạn 2006-2016. Do mục tiêu lợi nhuận và hạ thấp các tiêu chuẩn cấp tín dụng để chú trọng tăng trưởng tín dụng, điều này làm gia tăng nợ xấu của hệ thống các Ngân hàng thương mại Việt Nam
Tìm thấy mối quan hệ nghịch biến và có ý nghĩa thống giữa Tỷ lệ đa dạng hóa doanh thu với tỷ lệ nợ xấu ở mức ý nghĩa cao nhất là 1%. (mơ hình 1 Bảng 4.5)
40