Biến VIF 1/VIF
NPL 1.3200 0.7547 LLR 1.4600 0.6830 CPA 4.1700 0.2398 LTA 1.2700 0.7887 NIR 1.0700 0.9309 LEV 3.0200 0.3312 SIZE 2.7500 0.3643 GDP 1.1900 0.8433 INF 1.1700 0.8549 Mean VIF 1.9356
4.4.4. Kết quả hồi quy Bảng 4.5: Kết quả hồi quy Bảng 4.5: Kết quả hồi quy
Biến POOLED_OLS FEM REM
NPL -1.069137** -0.7983577*** -0.8364981*** (0.4972) (0.2699) (0.2889) LLR 2.097776** -0.8465887** -0.6082 (0.8725) (0.4966) (0.5313) CPA 0.0153 1.751846*** 1.572627*** (0.6156) (0.3339) (0.3558) LTA -0.0384 0.0345 -0.0026 (0.0482) (0.0735) (0.0518) NIR 0.9674069* 0.3923 0.0392 (0.5063) (0.4205) (0.4130) LEV 0.3207 -0.1091 -0.0991 (0.3006) (0.1547) (0.1632) SIZE -0.3675 -4.990197*** -4.1331*** (0.6540) (0.5696) (0.5702) GDP 0.8361 -1.085533*** -0.833329** (0.7597) (0.3869) (0.4154) INF 0.3037524*** -0.0364 0.0352 (0.1145) (0.0651) (0.0681) Cons 0.1145 115.7992*** 99.18493*** (13.4666) (11.6796) (11.5776) R2 0.2023 0.0974 0.0973
*: có mức ý nghĩa 10%; **: có mức ý nghĩa 5%; ***: có mức ý nghĩa 1%. Trong dấu ngoặc đơn là Độ lệch chuẩn (Std. Error)
Bài nghiên cứu đầu tiên xem xét sử dụng mơ hình hồi quy dữ liệu bảng thơng thường với phương pháp bình phương nhỏ nhất là Pooled OLS để ước lượng các phương trình hồi quy và kiểm định một số giả thuyết của mơ hình OLS. Sau đó, tiếp tục ước lượng các mơ hình tác động cố định FEM, mơ hình tác động ngẫu nhiên REM. Để chọn ra mơ hình phù hợp nhất tác giả sử dụng các phân tích kiểm định Likelihood radio test, kiểm định Breusch – Pagan, và kiểm định Hausman.
Kiểm định Likelihood radio test lựa chọn mơ hình Pooled_OLS và FEM
Từ kết quả hồi quy của mơ hình tác động cố định FEM (xem ở phần phụ lục 2), giá trị P-value là 0.0000 < 0.05 nên bác bỏ giả thuyết H0: mơ hình Pooled_OLS có ý nghĩa thống kê. Nên kết luận lựa chọn mơ hình FEM.
Kiểm định Breusch – Pagan lựa chọn mơ hình Pooled_OLS và REM
Kiểm định Breusch – Pagan (xem ở phần phụ lục 3), giá trị P-value là 0.0206 < 0.05 nên bác bỏ giả thuyết H0: phương sai khơng thay đổi. Như vậy, mơ hình vi phạm giả thiết phương sai khơng đổi trơng mơ hình hồi quy tuyết tính Gauss. Đồng thời kết luận lựa chọn mơ hình tác động ngẫu nhiên REM.
Kiểm định Hausman lựa chọn mơ hình FEM và REM
Kiểm định Hausman (xem ở phần phụ lục 4) cho kết quả giá trị P-value là 0.000 < 0.05 nên bác bỏ giả thuyết H0: mơ hình tác động ngẫu nhiên REM có ý nghĩa thống kê. Nên kết luận lựa chọn mơ hình tác động cố định FEM.
Kiểm định phương sai thay đổi đối với mơ hình tác động cố định FEM
Hiện tượng phương sai thay đổi có thể ảnh hưởng đến hiệu quả của ước lượng mơ hình và làm mất đi độ tin cậy của kiểm định. Do đó, tác giả sử dụng kiểm định Wald (xem ở phần phụ lục 5) để kiểm định phương sai thay đổi trong mơ hình tác động cố định FEM với giả thiết kiểm định như sau:
H0: Mơ hình khơng có hiện tượng phương sai thay đổi
Kết quả kiểm định cho giá trị P-value là 0.000 < 0.05. Vì vậy, bác bỏ giả thiết H0. Kết luận rằng mơ hình tác động cố định FEM có hiện tượng phương sai thay đổi.
Kiểm định hiện tượng tự tương quan đối với mơ hình tác động cố định FEM
Hiện tượng tự tương quan phần dư có thể ảnh hưởng đến hiệu quả của ước lượng mơ hình cũng như làm mất đi độ tin cậy của kiểm định hệ số. Vì vậy, để kiểm định hiện tượng tự tương quan, tác giả sử dụng kiểm định Wooldridge (xem ở phần phụ lục 6) với giả thiết kiểm định như sau:
H0: Mơ hình khơng có hiện tượng tự tương quan bậc 1
Kết quả kiểm định cho giá trị P-value là 0.000 < 0.05. Vì vậy, bác bỏ giả thiết H0. Kết luận rằng mơ hình tác động cố định có hiện tượng tự tương quan.
Khắc phục hiện tượng phương sai thay đổi và hiện tượng tự tương quan của mơ hình tác động cố định FEM
Sau khi thực hiện các kiểm định hiện tượng phương sai thay đổi và tự tương quan, nên tác giả sử dụng phương pháp bình phương bé nhất tổng quát khả thi (Feasible General Least Square – FGLS).
Bảng 4.6: Kết quả hồi quy GLS
Coefficients: generalized least squares
Panels: homoskedastic
Correlation: panel-specific AR(1)
Z-score Coef. Std.Err. z P>z
[95% Conf. Interval] NPL -0.6412 0.2444 -2.6200 0.0090 0.1623 1.1201 LLR -0.3101 0.4658 -0.6700 0.5060 -1.2230 0.6028 CPA 1.7369 0.3250 5.3500 0.0000 1.1000 2.3738 LTA -0.0175 0.0392 -0.4500 0.6560 -0.0942 0.0593 NIR 0.4657 0.3204 1.4500 0.1460 -0.1623 1.0936 LEV -0.1979 0.1619 -1.2200 0.2220 -0.5152 0.1194 SIZE -2.8235 0.5801 -4.8700 0.0000 -3.9604 -1.6865 GDP -0.2153 0.3262 -0.6600 0.5090 -0.8547 0.4241
INF 0.0966 0.0428 2.2600 0.0240 0.0128 0.1804
Cons 72.0383 10.9026 6.6100 0.0000 50.6695 93.4071 (Nguồn: Trích xuất dữ liệu từ STATA 12)
4.4.5. Thảo luận kết quả nghiên cứu
Bảng 4.7: Tổng hợp kết quả mối quan hệ giữa các biến độc lập và Z-score
Biến Đo lường
Kết quả mối tương quan Z-score
NPL Tỷ lệ nợ xấu trên tổng dư nợ của ngân hàng -
LLR Tỷ lệ trích lập dự phịng rủi ro trên tổng dư nợ
Khơng có ý nghĩa thống kê
CPA Tỷ lệ vốn chủ sở hữu trên tổng tài sản +
LTA Tỷ lệ dư nợ trên tổng tài sản
Khơng có ý nghĩa thống kê
NIR Tỷ lệ thu nhập lãi thuần trên tổng tài sản bình quân
Khơng có ý nghĩa thống kê
LEV Tỷ lệ vốn chủ sỡ hữu trên tổng huy động vốn
Khơng có ý nghĩa thống kê SIZE Logarit tự nhiên của tổng tài sản -
GDP Tăng trưởng GDP thực tế Khơng có ý
nghĩa thống kê
INF Tăng trưởng CPI thực tế +
Ngồi các biến khơng có ý nghĩa thống kê là: LLR, LTA, NIR, LEV, GDP. Thì các biến sau có mối tương quan với Z-score và có ý nghĩa thống kê:
Tỷ lệ nợ xấu – NPL
Kết quả hồi quy cho thấy tỷ lệ nợ xấu NPL có mối quan hệ nghịch biến với chỉ số Z-score, có nghĩa là đồng biến với khả năng phá sản của ngân hàng và có mức ý nghĩa thống kê 1%. Kết quả này phù hợp với kỳ vọng ban đầu của tác giả. Đồng thời, đây cũng là kết quả của các nghiên cứu của Mark Swinbume & cộng sự (2007) và Cho và cộng sự (2012). Nợ xấu gia tăng thì trích lập dự phịng cao hơn làm ngân hàng mất ổn định hơn với lý do trích lập dự phịng cho các khoản nợ xấu làm sụt giảm lợi nhuận của ngân hàng và hiển nhiên rủi ro phá sản của các ngân hàng sẽ cao hơn.
Tỷ lệ trích lập dự phịng rủi ro trên tổng dư nợ - LLR
Kết quả hồi quy cho thấy LLR có mối quan hệ nghịch biến với Z-score nhưng khơng có ý nghĩa thống kê. Khi rủi ro tín dụng xảy ra, nợ xấu tăng cao dẫn đến giá trị trích lập dự phịng trên tổng dư nợ tăng lên và làm ảnh hưởng đến lợi nhuận ngân hàng làm tăng khả năng phá sản ngân hàng. Tuy nhiên, cần phải lưu ý tại các NHTM Việt Nam LLR thấp không đồng nghĩa với quản trị chất lượng tín dụng tốt và kiểm sốt được nợ xấu, vì tại các NHTM Việt Nam hiện tượng đảo nợ, né tránh trích lập dự phịng rủi ro tín dụng là hiện tượng xảy ra khá phổ biến. Vì vậy, mối tương quan của tỷ lệ trích lập dự phịng rủi ro tín dụng LLR với khả năng phá sản ngân hàng chưa thật sự rõ nét và có ý nghĩa thống kê tại các NHTM Việt Nam.
Tỷ lệ vốn chủ sở hữu trên tổng tài sản – CPA
Kết quả hồi quy cho thấy CPA có mối quan hệ đồng biến với Z-score tức là có mối quan hệ nghịch biến với khả năng phá sản ngân hàng, với mức ý nghĩa 1%. Kết quả này trái ngược với kỳ vọng ban đầu của tác giả, tuy nhiên kết quả này cũng phù hợp với kết quả nghiên cứu của Mark Swinbune và công sự (2007), khi nghiên cứu 13 ngân hàng tại Liên minh Châu Âu và 8 ngân hàng khác giai đoạn 1997 – 2004, chỉ ra rằng các ngân hàng có mức vốn hóa thấp sẽ gặp nhiều rủi ro hơn những ngân hàng có mức vốn hóa cao. Yong Tana & Christos Florosb (2013), khi nghiên cứu 101 ngân hàng Trung Quốc trong giai đoạn 2003 – 2009 cho rằng các ngân
hàng có mức vốn cao sẽ có khả năng hấp thụ các khoản lỗ lũy kế từ các khoản vay khơng hiệu quả từ đó làm giảm rủi ro của ngân hàng.
Tỷ lệ dư nợ trên tổng tài sản – LTA
Trái với kỳ vọng ban đầu của tác giả, LTA có mối tương quan nghịch biến với Z-score, có nghĩa là đồng biến với khả năng phá sản phá sản ngân hàng. Kết quả này cũng phù hợp với nghiên cứu của Montgomery (2004). Những ngân hàng gặp khó khăn thì ngân hàng thường tập trung tăng trưởng tín dụng để tìm kiếm lợi nhuận, và có khuynh hướng cho vay những đối tượng khách hàng tiềm ẩn rủi ro cao. Vì vậy, dẫn đến khả năng phá sản ngân hàng gia tăng. Và đồng thời, mối quan hệ giữa LTA và Z-score tại các NHTM Việt Nam được nghiên cứu cũng khơng có ý nghĩa thống kê.
Tỷ lệ thu nhập lãi thuần trên tổng tài sản bình quân -NIR
Kết quả hồi quy cho thấy NIR có mối quan hệ đồng biến với Z-score nhưng khơng có ý nghĩa thống kê. Kết quả cũng phù hợp với kỳ vọng của tác giả và các nghiên cứu trước đây. Khi thu nhập lãi thuần tăng sẽ giúp ngân hàng tránh được các rủi ro phá sản. Thu nhập lãi thuần tăng có thể xuất phát từ việc cơ cấu tài sản tốt và nguồn vốn nhạy cảm với lãi suất
Tỷ lệ đòn bẩy – LEV
Kết quả hồi quy cho thấy LEV có mối quan hệ nghịch biến với Z-score và đồng biến với khả năng phá sản, tuy nhiên khơng có ý nghĩa thống kê. Kết quả này có mối quan hệ ngược với kỳ vọng của tác giả cũng như nghiên cứu của Logan (2001), Nguyễn Thành Dương (2011).
Quy mô ngân hàng – SIZE
Kết quả hồi quy cho thấy SIZE có mối quan hệ nghịch biến với Z-score và có mức ý nghĩa 1%. Có nghĩa quy mơ ngân hàng đồng biến với khả năng phá sản của ngân hàng. Kết quả này cũng đồng quan điểm với nghiên cứu của Sherieves & Drew Dahl (1991), Yong Tana & Christos Florosb (2013), đối với những ngân hàng có quy mơ lớn việc gia tăng dư nợ tín dụng cũng đồng nghĩa dễ gặp phải các khoản nợ xấu và ảnh hưởng tới khả năng phá sản ngân hàng.
Tốc độ tăng trưởng GDP
Biến tăng trưởng kinh tế GDP khơng có ý nghĩa thống kê. Điều này có thể giải thích do các ngân hàng phản ứng khác nhau đối với sự tăng trưởng kinh tế. Ngoài ra, sự tăng trưởng kinh tế có thể mang lại tác động khác nhau lên rủi ro của các NHTM khác nhau
Tỷ lệ lạm phát INF
Biến lạm phát INF có mối tương quan đồng biến với Z-score với mức ý nghĩa 5%. Điều này cũng được thấy qua các nghiên cứu của Ivicic, Kunovac & Ljubaj (2009); Yong Tana & Christos Florosb (2013). Có thể lý giải điều này một trong những nguyên nhân dẫn đến lạm phát là do các NHTM tăng cường cho vay dẫn đến tăng lượng cung tiền ra nền kinh tế và gây nên lạm phát, đồng thời trong giai đoạn này mang lại nhiều lợi nhuận cho các NHTM do tăng trưởng tín dụng mang lại.
KẾT LUẬN CHƯƠNG 4
Trên cơ sở các đánh giá sơ bộ về thực trạng rủi ro tín dụng và khả năng phá sản của các NHTM tại Việt Nam, từ việc rút ra các nhận xét chung về các mơ hình, các phương pháp ước lượng mà các nghiên cứu thực nghiệm ở nước ngoài đã thực hiện và trên cơ sở thực tiễn dữ liệu có thể thu thập được ở Việt Nam, trong chương 4, luận văn đã tiến hành nêu ra các giả thuyết nghiên cứu phù hợp, hệ thống biến quan sát và đưa ra mơ hình nghiên cứu cơ bản để thực hiện nghiên cứu kiểm định giả thuyết tại mẫu NHTM Việt Nam.
Từ kết quả hồi quy có được, trong chương 5 bài nghiên cứ sẽ tiến hành kết luận lại toàn bộ quá trình nghiên cứu và đưa ra những kiến nghị phù hợp nhằm hạn chế rủi ro tín dụng và khả năng phá sản của NHTM Việt Nam.
CHƯƠNG 5: KẾT LUẬN VÀ HÀM Ý CHÍNH SÁCH KIỂM SỐT RỦI RO TÍN DỤNG GĨP PHẦN ỔN ĐỊNH HOẠT ĐỘNG NGÂN HÀNG
5.1. Kết luận
Mẫu dữ liệu bao gồm 27 ngân hàng này hầu hết là các NHTM có quy mơ lớn và nổi trội trong hệ thống các NHTM Việt Nam và đa phần đáp ứng số liệu cho việc thực hiện nghiên cứu trong giai đoạn từ 2007 đến năm 2017, do đó mẫu được sử dụng đại diện để nghiên cứu kiểm định các giả thuyết tác động của rủi ro tín dụng đến khả năng phá sản của các NHTM Việt Nam. Mơ hình nghiên cứu là sự chắt lọc, tham khảo bổ sung các nhân tố từ các nghiên cứu trước, các biến độc lập được phân nhóm thành các yếu tố rủi ro tín dụng (NPL, LLR), các biến ngân hàng khác (LTA, NIR, CPA, LEV, SIZE) các biến kinh tế vĩ mơ (INF, GDP). Trong đó đánh giá khả năng phá sản đã sử dụng chỉ số Z-score để đo lường như nghiên cứu của Roy (1952), Cihák & Hess (2008). Phương pháp nghiên cứu được tiến hành là phân tích thống kê mơ tả, phân tích tương quan, kiểm định các giả thiết của OLS, phân tích và lựa chọn mơ hình phù hợp là mơ hình GLS, kết quả cụ thể như sau:
Các biến có ý nghĩa đến việc tác động lên khả năng phá sản các NHTM Việt Nam là: NPL có mối tương quan đồng biến với khả năng phá sản NHTM với mức ý nghĩa 1%; CPA có mối tương nghịch biến với khả năng phá sản NHTM với mức ý nghĩa 1%; SIZE có mối tương quan đồng biến với khả năng phá sản NHTM với mức ý ngĩa 1%; INF có mối tương quan nghịch biến với khả năng phá sản NHTM với mức ý nghĩa 5%.
Ngoài ra, các biến khơng có ý nghĩa thống kê là: LLR, LTA, NIR, LEV, GDP.
5.2. Hàm ý chính sách kiểm sốt rủi ro tín dụng góp phần ổn định hoạt động ngân hàng ngân hàng
5.2.1. Quản trị vốn tại các ngân hàng thương mại
Ngân hàng Việt Nam đã có những phát triển vượt bậc và đóng góp tích cực cho sự phát triển kinh tế xã hội. Tuy nhiên, cùng với sự phát triển đó, những bất cập trong quản lý của các ngân hàng cũng như các khó khăn cũng nảy sinh trên nhiều mặt hoạt động, trong đó có vấn đề về vốn chủ sở hữu - là cấu phần vốn vô cùng quan trọng trong nguồn vốn hoạt động của các ngân hàng thương mại. Do đó, địi hỏi cần có những thay đổi mạnh mẽ trong nhìn nhận và quản lý vốn chủ sở hữu ngân hàng từ phía cơ quan quản lý nhà nước cũng như từ các ngân hàng thương mại.
Thứ nhất, liên quan đến tăng vốn điều lệ/vốn chủ sở hữu, các ngân hàng cần xây dựng chính sách cân đối trong q trình phân phối kết quả tài chính cho việc chi trả cổ tức cổ đông và giữ lại phần lợi nhuận phù hợp bổ sung vào vốn chủ sở hữu để tăng qui mơ vốn nhằm mục đích để tái đầu tư, giảm nhẹ gánh nặng tài chính đối với các cổ đơng.
Thứ hai, các ngân hàng cụ thể hơn là các chủ sở hữu phải chấp nhận việc pha loãng tỉ lệ nắm giữ cổ phần nhằm đa dạng hóa và mở rộng cơ sở cổ đơng nếu thực sự mong muốn ngân hàng của mình, khoản đầu tư của mình lớn mạnh và tăng trưởng. Việc pha loãng tỷ lệ nắm giữ và hạn chế sự tập trung sỡ hữu vốn lớn trong một nhóm nhỏ các cổ đơng cũng thúc đẩy sự phát triển của quản trị doanh nghiệp, tránh việc ngân hàng bị lũng đoạn/thâu tóm bởi một nhóm cổ đơng gây ra (lợi ích nhóm) những tổn thất lớn cho các cổ đông khác và do vậy làm méo mó tình hình tài chính của các ngân hàng.
Thứ ba, về phương pháp tiếp cận quản trị và phân bổ vốn từ cơng nghệ ngân hàng phía các ngân hàng thương mại Về việc quản trị vốn trong ngân hàng, việc tìm kiếm và đưa ra cách thức đánh giá về vốn kinh tế và tài sản rủi ro, qua đó hoạnh