LLR Hệ số hồi quy Sai số chuẩn t P>t Khoảng tin cậy 95% LLRt-1 0.4714423 0.127329 3.7 0.000*** 0.2192963 0.72359 IL 0.2690948 0.0351589 7.65 0.000*** 0.1994706 0.33872 SIZE -0.111264 0.0487787 -2.28 0.024** -0.2078591 -0.0147 EBTP -0.0271897 0.0334146 -0.81 0.417 -0.0933597 0.03898 GL -0.0051616 0.0043117 -1.2 0.234 -0.0136999 0.00338 LG 0.0014613 0.0008331 1.75 0.082* -0.0001885 0.00311 CAP -0.0060051 0.0086496 -0.69 0.489 -0.0231335 0.01112 GDP 0.0122675 0.0274668 0.45 0.656 -0.0421241 0.06666 AR (1) -3.21 (0.001) AR (2) 0.88 (0.377) Sargan test 7.98 (0.63) p-value 0.000
Ghi chú: *, **, *** lần lượt tương ứng với mức ý nghĩa 10%, 5%, 1%.
Thông qua kiểm định Sargan test với mức ý nghĩa 0.63 cho thấy khơng có hiện tượng nội sinh, các biến công cụ được sử dụng trong mơ hình là phù hợp, vì vậy chấp nhận giả thuyết H0 các biến là ngoại sinh.
Thông qua kiểm định AR (2) với mức ý nghĩa 0.377>0.1 cho thấy mơ hình khơng có hiện tượng tự tương quan, vì vậy chấp nhận giả thuyết H0: khơng có tự tương quan trong mơ hình.
Ngồi ra để ước lượng khơng bị yếu, số lượng các biến công cụ phải nhỏ hơn hoặc bằng số lượng các ngân hàng. Kết quả ước lượng cho thấy số lượng biến công cụ là 18 bằng với số lượng ngân hàng nên mơ hình đảm bảo tính vững.
Theo kết quả chạy ước lượng trên, ta thấy được: biến dự phịng rủi ro tín dụng với độ trễ 1 năm LLRi,t-1 và biến nợ xấu trên tổng tài sản ngân hàng IL có mối tương quan khá chặt chẽ với LLR và tác động cùng chiều với dự phịng tín dụng LLR với mức ý nghĩa 1%. Với hệ số hồi quy của hai biến này cho thấy nếu LLRi,t-1, IL tăng (giảm) 1% thì LLR sẽ tăng (giảm) 47.14%, 26.9%. Biến tăng trưởng tín dụng LG cũng có mối tương quan thuận với LLR ở mức ý nghĩa 10%, khi LG tăng (giảm) 1%) thì LLR cũng tăng giảm 0.15%. Trong khi đó, biến quy mô ngân hàng SIZE tỷ lệ nghịch với LLR ở mức ý nghĩa 5%, khi SIZE tăng (giảm) 1% thì LLR giảm (tăng) 11.13%.
Còn lại các biến thu nhập trước thuế và dự phịng EBTP, hệ số rủi ro tín dụng GL, tỷ lệ vốn chủ sở hữu trên tài sản CAP và tăng trưởng GDP tác động khơng có ý nghĩa đến dự phòng rủi ro tại các NHTMCP Việt Nam giai đoạn 2007-2015.
4.5 Thảo luận kết quả
Kết quả nghiên cứu cho thấy dự phịng rủi ro tín dụng năm trước, tỷ lệ nợ xấu trên tổng tài sản, quy mô ngân hàng, tăng trưởng tín dụng có mối tương quan với mức trích lập dự phịng rủi ro tín dụng với các mức ý nghĩa khác nhau. Trong khi đó, thu nhập trước thuế và dự phòng, tỷ lệ vốn chủ sở hữu trên tài sản, hệ số rủi ro
tín dụng và tăng trưởng GDP tác động khơng có ý nghĩa lên dự phòng rủi ro tín dụng.
Dự phịng rủi ro tín dụng năm trước
Dự phịng rủi ro tín dụng năm trước có mối tương quan cùng chiều với mức trích dự phịng rủi ro tín dụng năm kế tiếp và mức độ tác động của nó đến dự phịng rủi ro tín dụng năm hiện tại là rất mạnh. Kết quả này phù hợp với kỳ vọng dấu và giả thuyết H1, nó cũng tương đồng với kết quả tìm được trong các nghiên cứu Floro (2010), Abdullahvà cộng sự (2015), Bouvatier và cộng sự (2014). Nghiên cứu của Adzis và cộng sự (2015) cũng tìm thấy một mối tương quan dương giữa dự phịng rủi ro năm trước và năm hiện tại, dự phịng rủi ro tín dụng năm hiện tại sẽ tăng khi mức trích lập dự phịng rủi ro trong q khứ cao.
Điều đó cho thấy rằng mức trích lập dự phịng rủi ro tín dụng trong q khứ khơng hồn tồn bị xóa bỏ mà nó ảnh hưởng đến quyết định trích lập dự phịng của năm kế tiếp.
Tỷ lệ nợ xấu trên tổng tài sản (IL)
Tỷ lệ nợ xấu trên tổng tài sản IL có mối tương quan cùng chiều với dự phịng rủi ro tín dụng LLR và mức độ tác động của nợ xấu đến dự phòng rủi ro là tương đối mạnh. Kết quả nghiên cứu cho thấy rằng các ngân hàng có tỷ lệ nợ xấu trên tổng tài sản càng lớn thì mức độ trích lập dự phịng càng cao. Kết quả này phù hợp với dấu kỳ vọng và giả thuyết H5, đồng thời cũng phù hợp với các nghiên cứu Floro (2010), Bovatier (2008), Adzis và cộng sự (2015) hay nghiên cứu của Packer và Zhu (2012) khi cho rằng các ngân hàng cần phải tập trung giải quyết nợ xấu, nếu nợ xấu được giải quyết tốt thì sẽ hạn chế được mức trích lập dự phịng rủi ro tín dụng. Packer và Zhu (2012) nhận thấy rằng các ngân hàng châu Á trích lập dự phịng rủi ro cao hơn khi rủi ro tín dụng của tài sản ngân hàng là cao hơn, đó là phù hợp với nguyên tắc kế toán chuẩn cũng như các kết quả tìm thấy trong các nghiên cứu trước đó.
Kết quả này cũng phản ánh đúng thực trạng hệ thống các NHTMCP Việt Nam giai đoạn 2007-2015, khi nền kinh tế phát triển nóng và cuộc khủng hoảng tài chính tồn cầu vào năm 2008, lúc đó nợ xấu đang ở mức rất rất cao lúc này mức trích lập dự phịng rủi ro tín dụng cũng cao tương ứng.
Quy mơ ngân hàng (SIZE)
Những ngân hàng có quy mơ càng nhỏ thì sẽ trích lập dự phịng càng cao, quy mơ càng lớn thì trích lập dự phịng càng ít, điều này thống nhất với giả thuyết H8 và cũng phù hợp với nghiên cứu của Floro (2010), Eng và Nabar (2007). Các ngân hàng lớn có cơ hội lớn hơn trong việc đa dạng hóa danh mục cho vay so với các ngân hàng nhỏ, nên sẽ giảm rủi ro và vì thế trích lập dự phịng rủi ro tín dụng ít hơn trong khi đó các ngân hàng nhỏ khơng có nhiều cơ hội để đa dạng hóa danh mục cho vay nên có nguy cơ tăng rủi ro, vì vậy trích lập dự phịng cao hơn.
Tăng trưởng tín dụng LG:
Kết quả nghiên cứu cho thấy tăng trưởng tín dụng LG có tác động cùng chiều đến dự phịng rủi ro tín dụng, chỉ tiêu này có ý nghĩa ở mức 10% trong mơ hình nghiên cứu, khi ngân hàng có tốc độ tăng trưởng tín dụng cao thì mức trích lập dự phòng rủi ro cao, kết quả nghiên cứu phù hợp với dấu kỳ vọng và giả thuyết H4 và cũng phù hợp với kết quả nghiên cứu của Bikker và Metzemakers (2005) và Candidate (2016). Theo Candidate (2016), mối tương quan cùng chiều giữa tăng trưởng tín dụng và dự phịng rủi ro tín dụng phản ánh một thực tế rằng với tốc độ tăng trưởng tín dụng cao hơn có thể phản ánh rủi ro tín dụng cao hơn, vì vậy dự phịng rủi ro cũng cao hơn.
Tại Việt Nam, nếu như ngân hàng tăng trưởng tín dụng bằng cách giảm lãi suất trên mỗi khoản vay mới hay nới lỏng điều kiện cấp tín dụng như: giảm tiêu chuẩn tài sản đảm bảo, chấp nhận những khách hàng có lịch sử tín dụng khơng tốt … và với các tiêu chuẩn cho vay lỏng lẻo như vậy thì đồng nghĩa các khoản vay này sẽ tìm ẩn nhiều rủi ro hơn, vì vậy mức trích lập dự phịng rủi ro cho những khoản
vay này cũng phải nhiều hơn. Hay nếu tăng trưởng tín dụng cao nhưng các dịng vốn tín dụng này khơng đi vào hoạt động sản xuất kinh doanh mà đi vào các dòng tiền đầu cơ trong bất động sản, vàng… thì sẽ gây ra những bất ổn trong nền kinh tế và dẫn đến rủi ro tăng cao, vì vậy dự phịng rủi ro sẽ tăng.
Hệ số rủi ro tín dụng GL
Hệ số rủi ro tín dụng là chỉ tiêu cũng được nhiều bài nghiên cứu đưa vào để xác định mức độ tác động của nó đến dự phịng rủi ro tín dụng, mơ hình nghiên cứu đã cho thấy hệ số rủi ro tín dụng có mối tương quan ngược chiều với dự phịng rủi ro tín dụng với hệ số tương quan âm 0.005, kết quả này trái ngược với kỳ vọng dấu và giả thuyết H3, tuy nhiên hệ số hồi quy lại khơng có ý nghĩa thống kê trong mơ hình, kết quả này cũng giống như kết quả nghiên cứu của Packer & Zhu (2012) khi nghiên cứu các ngân hàng châu Á, họ cũng khơng tìm thấy sự ảnh hưởng của hệ số rủi ro tín dụng lên dự phịng rủi ro tín dụng. Các nghiên cứu của Bouvatier (2008), Abdullah và cộng sư (2015) cũng cho ra kết quả tương tự.
Thu nhập trước thuế và dự phòng
Biến này được rất nhiều bài nghiên cứu đưa vào để đánh giá mức độ tác động của nó đối với dự phịng rủi ro tín dụng và qua đó xem xét việc các ngân hàng có điều chỉnh lợi nhuận, rút bớt trích lập và làm đẹp báo cáo tài chính khơng. Kết quả nghiên cứu chỉ ra mối tương quan nghịch giữa thu nhập trước thuế và dự phòng với dự phịng rủi ro tín dụng, điều này ngược với kỳ vọng và giả thuyết H2, với mối tương quan ngược chiều này là phù hợp với kết quả trong bài nghiên cứu của Laven và Majnoni (2003) về các ngân hàng châu Á và Caporale (2015) khi nghiên cứu các ngân hàng Ý giai đoạn 2001-2012. Tuy nhiên, đáng tiếc là hệ số hồi quy khơng có ý nghĩa trong mơ hình. Và việc biến này khơng có ý nghĩa lại được ủng hộ bởi nghiên cứu của Ahmed và cộng sự (1999), bài nghiên cứu này cũng cho rằng các nhà quản lý ngân hàng không sử dụng thu nhập trước thuế và dự phòng để làm đẹp báo cáo tài chính.
Như vậy, kết quả nghiên cứu này bác bỏ giả thuyết các nhà quản lý ngân hàng Việt Nam sử dụng dự phòng rủi ro để làm đẹp báo cáo tài chính và điều chỉnh thu nhập.
Tỷ lệ vốn chủ sở hữu trên tổng tài sản
Kết quả nghiên cứu cho thấy mối tương quan ngược chiều giữa tỷ lệ vốn chủ sở hữu trên tổng tài sản và dự phòng rủi ro tín dụng với hệ số tương quan âm là 0.006, kết quả này trái ngược với kỳ vọng và giả thuyết H7, trái với kết quả nghiên cứu của Fonseca (2008), Eng & Nabar (2007), tuy nhiên lại phù hợp với kết quả nghiên cứu của Packer & Zhu (2012) và Bouvatier (2008), tuy nhiên điều đáng tiếc là hệ số hồi quy khơng có ý nghĩa trong mơ hình. Kết quả này ủng hộ kết quả nghiên cứu của Candidate (2016), Adzis và cộng sự (2015) cũng cho rằng tỷ lệ vốn chủ sở hữu trên tài sản khơng có tác động đến dự phịng rủi ro tín dụng. Điều này cho thấy các NHTMCP Việt Nam khơng sử dụng dự phịng rủi ro để quản lý tỷ lệ vốn.
Tăng trưởng GDP
Biến tăng trưởng GDP là biến cũng được nhiều bài nghiên cứu đưa vào để xem xét ảnh hưởng của yếu tố vĩ mơ đến dự phịng rủi ro của các ngân hàng. Hầu hết các nghiên cứu đều cho rằng tăng trưởng GDP tác động ngược chiều đến dự phịng rủi ro tín dụng, như nghiên cứu của Candidate (2016), Floro (2010), Fonseca (2008), Bouvatier và Lepetit (2008)…
Tuy nhiên dựa vào kết quả của bài nghiên cứu này thì ta thấy biến GDP khơng có ý nghĩa trong mơ hình, kết quả này được ủng hộ bởi nghiên cứu của Adzis và cộng sự (2015) khi nghiên cứu việc thực thi trích lập dự phòng của các NHTM Maylasia giai đoạn 2002-2012, hay nghiên cứu của Eng và Nabar (2007) khi nghiên cứu tại các ngân hàng Singapore, Malaysia, Hongkong giai đoạn 1993-2000, các nghiên cứu này đều nhận thấy GDP không ảnh hưởng đến việc trích lập dự phịng.
Kết luận chương 4
Kết quả nghiên cứu nhằm mục đích kiểm định lại các giả thuyết nghiên cứu đã đưa ra, trên cơ sở đó xác định yếu tố nào là yếu tố có ảnh hưởng đến dự phịng rủi ro tín dụng tại các NHTMCP Việt Nam dựa trên mẫu nghiên cứu là 18 NHTMCP trong giai đoạn 2007-2015, trên cơ sở sử dụng mơ hình hồi quy dữ liệu bảng với phương pháp nghiên cứu GMM đã xác định các yếu tố tác động đến mức trích lập dự phịng rủi ro tín dụng tại các NHTMCP Việt Nam bao gồm: dự phòng rủi ro năm trước, nợ xấu trên tổng tài sản, tăng trưởng tín dụng và quy mơ ngân hàng, trong đó 3 yếu tố đầu có tác động cùng chiều đến dự phịng rủi ro tín dụng cịn lại quy mơ ngân hàng tác động ngược chiều đến dự phịng rủi ro tín dụng. Đây cũng là căn cứ để tác giả đưa ra các kiến nghị trong chương tiếp theo.
Chương 5 sẽ trình bày phần ứng dụng kết quả nghiên cứu và đề xuất kiến nghị về dự phịng rủi ro tín dụng, trình bày những hạn chế của đề tài nghiên cứu và đưa ra hướng nghiên cứu tiếp theo.
CHƯƠNG 5: KẾT LUẬN VÀ KIẾN NGHỊ
Chương 5 trình bày kết luận bài nghiên cứu và đưa một số kiến nghị, đề xuất đối với Chính phủ và Ngân hàng Nhà nước trong việc điều hành chính sách, bên cạnh đó cũng đưa ra một số ý kiến đóng góp cho các NHTMCP hoạt động an toàn hơn.
5.1 Kết luận
Bài nghiên cứu đã cung cấp một cái nhìn tổng quan về thực trạng dự phịng rủi ro tín dụng tại các NHTMCP Việt Nam giai đoạn 2007-2015. Dựa trên các bài nghiên cứu trước của các tác giả nước ngoài và trong nước, luận văn đã đưa các yếu tố: dự phòng rủi ro năm trước, nợ xấu, thu nhập trước thuế và dự phịng, tăng trưởng tín dụng, hệ số rủi ro tín dụng, quy mơ ngân hàng, tỷ lệ vốn chủ sở hữu, tăng trưởng GDP và sử dụng các công cụ định lượng để kiểm định sự tác động và đo lường mức độ tác động của chúng đến dự phịng rủi ro tín dụng trong ngân hàng. Với dữ liệu thu thập từ 18 NHTMCP trong giai đoạn 2007-2015 và sử dụng phương pháp nghiên cứu GMM đã chứng minh có bốn yếu tố tác động và có ý nghĩa thống kê đối với mơ hình nghiên cứu: dự phịng rủi ro năm trước, tỷ lệ nợ xấu trên tổng tài sản, quy mơ ngân hàng, tăng trưởng tín dụng. Mối tương quan giữa các biến này đối với dự phịng rủi ro tín dụng cũng phù hợp với các bài nghiên cứu trước đó, trong đó dự phịng rủi ro năm trước, nợ xấu trên tài sản và tăng trưởng tín dụng có tác động cùng chiều đến dự phịng rủi ro tín dụng, cịn quy mơ ngân hàng lại có mối tương quan ngược chiều với dự phịng rủi ro tín dụng.
Dựa trên kết quả nghiên cứu này sẽ giúp các nhà quản lý đưa ra các chính sách phù hợp với sự phát triển của từng ngân hàng nói riêng và ngành ngân hàng nói chung. Trên cơ sở đó bài nghiên cứu đưa ra một số kiến nghị đối với Ngân hàng nhà nước, ngân hàng thương mại cổ phần trong việc quản trị rủi ro tín dụng dựa vào dự phịng rủi ro tín dụng.
5.2 Kiến nghị
5.2.1 Đối với Ngân hàng Nhà nước
Quy đinh hiện nay của Ngân hàng Nhà nước về đánh giá chất lượng nợ và trích lập dự phịng rủi ro theo quyết định 493/2005/QĐ-NHNN trong các ngân hàng thương mại, tuy nhiên việc đanh giá chất lượng nợ và trích lập dự phịng rủi ro tín dụng tại các ngân hàng thương mại Việt Nam vẫn còn chưa hợp lý và đầy đủ vì thực tế khơng ít các ngân hàng đã hạn chế phân loại nợ xuống nhóm nợ xấu để tránh trích lập dự phịng rủi ro nhằm tránh ảnh hưởng đến lợi nhuận của mình. Bên cạnh đó nhiều trường hợp nợ xấu tăng nhưng tỷ lệ trích lập dự phịng giảm, ví dụ tại NHTMCP Việt Nam Thịnh Vượng theo báo cáo kết quả kinh doanh năm 2015 nợ xấu bất ngờ tăng vọt lên 3,145 tỷ đồng, riêng nợ nhóm 5 có nguy cơ mất vốn tăng gấp đơi lên mức 1,354 tỷ đồng, đồng nghĩa VPBank phải trích lập 100% cho khoản nợ này, tuy nhiên mức trích lập dự phịng trên báo cáo lại thấp hơn quy định. Vì thế Ngân hàng Nhà nước nên có những quy đinh chặt chẽ hơn về việc đánh giá và phân loại nợ cho các ngân hàng:
- Tiếp tục nghiên cứu triển khai Basel II tại Việt Nam, tăng cường minh bạch hóa theo hướng phù hợp với thơng lệ quốc tế và thực tiễn hoạt động của TCTD tại Việt Nam. Triển khai quyết liệt, đồng bộ các biện pháp về xử lý nợ xấu, nhấn mạnh đến việc xử lý những khoản tổn thất dự kiến bị che đậy bởi các khoản trích lập dự phịng rủi ro tín dụng dẫn đến những rủi ro mất vốn, qua đó kiểm sốt chặt chẽ tốc