OLS FEM REM
FGAP FGAP FGAP
SIZE -0.833 1.136 -1.052 (-0.89) (0.38) (-1.07) LATA -0.483*** -0.404*** -0.477*** (-5.33) (-4.04) (-5.24) ETA 0.468*** 0.488** 0.451*** (2.71) (2.49) (2.62) TLA 0.618*** 0.514*** 0.602*** (12.79) (5.95) (11.83) NPL -0.203 0.122 -0.122 (-0.43) (0.26) (-0.26) ROE 0.140 0.489*** 0.228* (1.02) (3.36) (1.67) GDP 1.917 1.783 1.961 (1.43) (1.52) (1.52) INF 0.462*** 0.333*** 0.442*** (3.72) (3.03) (3.70) M2 2.011 0.776 2.484 (0.95) (0.20) (1.18) _CONS -84.54* -91.06* -91.04** (-1.77) (-1.87) (-1.97) *, **, *** tương ứng với mức ý nghĩa 10%, 5% và 1%
Nguồn: Kết quả tổng hợp từ Phần mềm Stata trên số liệu tác giả thu thập (Phụ lục 9)
Kết quả kiểm định lựa chọn giữa mơ hình Pooled OLS và mơ hình FEM Bài luận văn sử dụng kiểm định lựa chọn giữa mơ hình Pooled OLS và mơ hình dữ liệu bảng FEM với giả thuyết như sau:
+ Giả thuyết H0: Mơ hình Pooled OLS phù hợp với mẫu nghiên cứu hơn. + Giả thuyết H1: Mơ hình FEM phù hợp với mẫu nghiên cứu hơn.
Kết quả kiểm định bằng phần mềm Stata cho giá trị p-value = 0.0000 < α = 0.05. Suy ra, đủ cơ sở để bác bỏ giả thuyết H0 ở mức ý nghĩa 5%.
Kết luận: Mơ hình hồi quy FEM sẽ phù hợp hơn Pooled OLS (Phụ lục 6).
Kiểm định lựa chọn giữa mơ hình Pooled OLS và mơ hình REM
Tác giả thực hiện kiểm định Breusch, T. S. và A. R. Pagan (1980) để lựa chọn giữa mơ hình Pooled OLS và mơ hình dữ liệu bảng REM với giả thuyết như sau:
+ Giả thuyết H0: Mơ hình Pooled OLS phù hợp với mẫu nghiên cứu hơn. + Giả thuyết H1: Mơ hình REM phù hợp với mẫu nghiên cứu hơn.
Kết quả kiểm định bằng phần mềm Stata cho giá trị p-value = 0.0000 < α = 0.05. Suy ra, đủ cơ sở để bác bỏ giả thuyết H0 ở mức ý nghĩa 5%.
Kết luận: Mơ hình hồi quy REM sẽ phù hợp hơn Pooled OLS (Phụ lục 6).
Kiểm định lựa chọn giữa mơ hình FEM và mơ hình REM
Tác giả tiếp tục thực hiện kiểm định Hausman nhằm lựa chọn giữa hai mơ hình FEM và REM với giả thuyết như sau:
+ Giả thuyết H0: Khơng có sự khác biệt giữa mơ hình FEM và REM. + Giả thuyết H1: Mơ hình FEM phù hợp với mẫu nghiên cứu hơn.
Kết quả kiểm định bằng phần mềm Stata cho giá trị p-value = 0.0012 < α = 0.05. Suy ra, đủ cơ sở để bác bỏ giả thuyết H0 ở mức ý nghĩa 5%.
Kết luận: Mơ hình hồi quy FEM sẽ phù hợp hơn mơ hình REM (Phụ lục 6).
Kết quả kiểm định hiện tƣợng p ƣơng sa t ay đổi phần dƣ trên dữ l ệu
bảng
Hiện tượng phương sai thay đổi có thể ảnh hưởng đến tính hiệu quả của ước lượng mơ hình và mất đi tính tin cậy của kiểm định hệ số. Tác giả tiến hành kiểm định phương sai sai số thay đổi bằng phương pháp kiểm định Wald với giả thuyết kiểm định như sau:
+ Giả thuyết H0: Mơ hình khơng có hiện tượng phương sai thay đổi. + Giả thuyết H1: Mơ hình có hiện tượng phương sai thay đổi.
Bảng 4.6: Kết quả kiểm định hiện tƣợng p ƣơng sa t ay đổi trong mơ hình Chi bình
ƣơng (χ2) p-value
768.60 0.0000
Nguồn: Kết quả tổng hợp từ Phần mềm Stata trên số liệu tác giả thu thập (Phụ lục 7)
Từ bảng 4.6, kết quả kiểm định Wald bằng phần mềm Stata cho thấy kết quả với giá trị p-value = 0.0000 < α = 0.05. Suy ra, đủ cơ sở để bác bỏ giả thuyết H0 ở mức ý nghĩa 5%.
Kết luận: Tồn tại hiện tượng phương sai thay đổi trong mơ hình nghiên cứu (Phụ
lục 7).
Kết quả kiểm định hiện tƣợng tự tƣơng quan p ần dƣ trên dữ l ệu bảng
Hiện tượng tự tương quan phần dư có thể ảnh hưởng đến tính hiệu quả của ước lượng mơ hình cũng như làm mất đi độ tin cậy của kiểm định hệ số. Để kiểm tra hiện tượng tự tương quan, tác giả sử dụng phương pháp kiểm định được đề xuất bởi Wooldridge (2002) & Drukker (2003) và đặt giả thuyết kiểm định như sau:
+ Giả thuyết H0: Mơ hình khơng có hiện tượng tự tương quan (bậc 1). + Giả thuyết H1: Mơ hình có hiện tượng tự tương quan (bậc 1).
Bảng 4.7: Kết quả kiểm định hiện tƣợng tự tƣơng quan trong mơ ìn Chi bình
ƣơng (χ2) p-value
73.095 0.0000
Nguồn: Kết quả tổng hợp từ Phần mềm Stata trên số liệu tác giả thu thập (Phụ lục 8)
Kết quả kiểm định bằng phần mềm Stata, từ bảng 4.7 cho thấy kết quả với giá trị p-value = 0.0000 < α = 0.05. Suy ra, đủ cơ sở để bác bỏ giả thuyết H0 ở mức ý nghĩa 5%.
Kết luận: Tồn tại hiện tượng tự tương quan (bậc 1) trong mơ hình nghiên cứu (Phụ lục 8).
Kết quả phân tích hồi quy
Để xác định mức độ tác động của các yếu tố bên trong và bên ngoài ngân hàng đến RRTK, tác giả đã lần lượt thực hiện cả ba mơ hình hồi quy dữ liệu bảng là: Pooled OLS, FEM và REM. Tuy nhiên, việc mơ hình có xảy ra cả hiện tượng phương sai sai số thay đổi và hiện tượng tự tương quan phần dư mà các ước lượng hồi quy như: Pooled OLS, FEM và REM đều khơng thể kiểm sốt được nên tác giả tiến hành hồi quy thêm phương pháp ước lượng GMM.
Theo kết quả phân tích hồi quy theo phương pháp GMM trong bảng 4.8, ta thấy giá trị Sargan trong mơ hình là: 0.228 (lớn hơn 0.05) cho thấy các biến công cụ đại diện được hồi quy trong mơ hình GMM là hợp lệ và có tính đầy đủ. Trong khi đó, giá trị AR(2) của mơ hình là: 0.868 (lớn hơn 0.05) cũng thỏa mãn dữ kiện của phương pháp GMM nên mơ hình kiểm soát được hiện tượng tự tương quan trong hồi quy. Kết quả kiểm định cho thấy phương pháp GMM là đáng tin cậy và tác giả sẽ sử dụng kết quả của phương pháp GMM là kết quả chính cho bài nghiên cứu.
Bảng 4.8: Kết quả phân tích hồi quy t eo p ƣơng p áp G GMM FGAP SIZE 3.367* (1.76) LATA -0.763*** (-5.73) ETA 2.160*** (4.30) TLA 0.237*** (3.12) NPL 1.212 (1.52) ROE 0.917*** (4.27)
GDP 2.024* (1.88) INF 0.045 (0.36) M2 -0.262 (-0.09) _CONS -112.13* (-1.95) AR(2) 0.868 Sargan 0.228
*, **, *** tương ứng với mức ý nghĩa 10%, 5% và 1%
Nguồn: Kết quả tổng hợp từ Phần mềm Stata trên số liệu tác giả thu thập (Phụ lục 9)
Kết quả ước lượng GMM trong bảng 4.8 cho thấy có tất cả sáu biến có ý nghĩa thống kê tác động đến RRTK của các NHTM Việt Nam, bao gồm: Quy mô ngân hàng (SIZE), Tỷ lệ dự trữ thanh khoản trên tổng tài sản (LATA), Tỷ lệ vốn tự có trên tổng nguồn vốn (ETA), Tỷ lệ dư nợ tín dụng trên tổng tài sản (TLA), Khả năng sinh lợi (ROE) và Tăng trưởng kinh tế hàng năm (GDP). Trong đó, ngồi biến LATA có tác động ngược chiều và có ý nghĩa thống kê đến RRTK, cịn lại năm biến có tác động cùng chiều và có ý nghĩa thống kê đến RRTK là: SIZE, ETA, TLA, ROE và GDP. Khi các nhân tố này tăng sẽ góp phần làm gia tăng RRTK của ngân hàng. Kết quả ước lượng cho thấy ảnh hưởng của các yếu tố: SIZE, LATA, TLA và GDP đến RRTK là phù hợp với giả thuyết ban đầu của tác giả trong khi ETA và ROE thì ngược lại.
Ngoài ra, kết quả nghiên cứu cũng cho thấy có hai biến tác động cùng chiều đến RRTK là: Tỷ lệ nợ xấu (NPL), Tỷ lệ lạm phát hàng năm (INF) và một biến tác động ngược chiều đến RRTK là: Tăng trưởng cung tiền M2 hàng năm (M2) nhưng tất cả đều khơng có ý nghĩa thống kê.
4.4. Nhận xét kết quả
4.4.1. Về các yếu tố bên trong ngân hàng
Quy mô ngân hàng (SIZE)
Kết quả phân tích cho thấy quy mơ ngân hàng có tác động cùng chiều và có ý nghĩa thống kê đến RRTK. Kết quả này phù hợp với giả thuyết cho rằng các ngân hàng lớn với tâm lý ỷ lại về sự hậu thuẫn từ phía Chính Phủ và NHNN nên đã không ngần ngại đầu tư vào các loại tài sản cũng như danh mục đầu tư mang tính rủi ro cao với mong muốn kiếm được tỷ suất sinh lợi cao hơn, do đó có thể dẫn đến những vấn đề phát sinh như rủi ro đạo đức và làm gia tăng RRTK tại các ngân hàng. Khi quy mơ ngân hàng tăng 1% thì RRTK ngân hàng sẽ tăng 3.367%.
Tỷ lệ dự trữ thanh khoản trên tổng tài sản (LATA)
Tỷ lệ dự trữ thanh khoản trên tổng tài sản có tác động ngược chiều và có ý nghĩa thống kê đến RRTK. Kết quả này cũng tương tự phát hiện của Trương Quang Thông (2013) và càng củng cố cho lập luận trong quá trình hoạt động kinh doanh, ngân hàng nào có nguồn dự trữ thanh khoản dồi dào sẽ dễ dàng chủ động và linh hoạt hơn trong việc chuyển đổi ngay lập tức các tài sản thanh khoản thành nguồn vốn thanh khoản cần thiết để đáp ứng nhu cầu thanh khoản của mình (Trương Quang Thơng, 2010). Do đó, bản thân các ngân hàng này sẽ ít có nguy cơ phải gặp và đối phó với tình trạng thâm hụt thanh khoản thường xuyên cũng như các vấn đề liên quan đến RRTK. Điều này cũng có nghĩa là khi tỷ lệ dự trữ thanh khoản trên tổng tài sản tăng 1% thì RRTK ngân hàng sẽ giảm tương ứng là: 0.763%.
Tỷ lệ vốn tự có trên tổng nguồn vốn (ETA)
Trái với giả thuyết ban đầu, kết quả phân tích từ mơ hình hồi quy cho thấy có mối tương quan cùng chiều giữa tỷ lệ vốn tự có trên tổng nguồn vốn với RRTK tại các NHTM Việt Nam. Kết quả này cũng tương tự nghịch lý được tìm thấy trong bài nghiên cứu của Trương Quang Thông (2013). Theo tác giả, sự nghịch lý này phản ánh khá đúng thực trạng sở hữu chéo, đầu tư chéo trong hệ thống các NHTM Việt Nam ở giai đoạn nghiên cứu. Bên cạnh đó, tính lệ thuộc lẫn nhau và rủi ro hệ thống cao cùng hiệu ứng lan truyền nhanh trong hệ thống NHTM cũng có nghĩa là một sự
gia tăng trong rủi ro ở ngân hàng này sẽ gián tiếp ảnh hưởng đến ngân hàng khác khi giữa các ngân hàng có mối quan hệ về vốn lẫn nhau.
Tỷ lệ dƣ nợ tín dụng trên tổng tài sản (TLA)
Kết quả phân tích cho thấy tỷ lệ dư nợ tín dụng trên tổng tài sản có tác động cùng chiều và có ý nghĩa thống kê đến RRTK. Kết quả này hỗ trợ cho giả thuyết các khoản cấp tín dụng thường có tính thanh khoản thấp, do đó những khoản rút tiền lớn và đa số khơng được dự báo trước sẽ góp phần làm gia tăng nguy cơ xảy ra RRTK của các ngân hàng (Bonin & cộng sự, 2008). Khi tỷ lệ dư nợ tín dụng trên tổng tài sản tăng 1% thì ngân hàng phải đối mặt với nguy cơ RRTK gia tăng một tỷ lệ tương ứng là: 0.237%.
Tỷ lệ nợ xấu (NPL)
Trái với kỳ vọng ban đầu, trong phạm vi bài luận văn này thì tác giả chưa tìm thấy bằng chứng thực nghiệm về mối quan hệ giữa tỷ lệ nợ xấu và RRTK tại các NHTM Việt Nam. Kết quả này có thể là do có sự can thiệp của Chính phủ sau khi nhận định được tầm quan trọng của vấn đề nợ xấu trong hệ thống ngân hàng với đề án cơ cấu lại hệ thống các TCTD giai đoạn 2011-2015 đã được Thủ tướng Chính phủ phê duyệt tại Quyết định số 254/QĐ-TTg ngày 01/03/2012. Bên cạnh đó, bản thân các ngân hàng cũng có những động thái tích cực để phịng ngừa rủi ro nợ xấu có thể xảy ra với ngân hàng mình qua việc nâng cao quá trình giám sát và xử lý tín dụng, do đó xu hướng biến động của tỷ lệ nợ xấu cũng có những thay đổi khác đi.
ả năng s n lợ ( E)
Trái với kỳ vọng ban đầu, kết quả phân tích từ mơ hình hồi quy cho thấy có mối tương quan cùng chiều giữa khả năng sinh lợi với RRTK tại các NHTM Việt Nam. Điều này có thể được lý giải là do các ngân hàng có kết quả kinh doanh tốt vì mong muốn tìm kiếm những mức sinh lợi cao hơn nên đã không ngần ngại đầu tư vào những tài sản có rủi ro cao hơn và chính điều này đã làm gia tăng RRTK cho ngân hàng. Hơn thế nữa, việc một số NHTM Việt Nam vì muốn thu hút nhà đầu tư, tận dụng cơ hội mở rộng hoạt động kinh doanh cũng như quy mô ngân hàng nên đã làm đẹp BCTC với những chỉ tiêu lợi nhuận tốt nên đã gây ra những sai lệch nhất định.
4.4.2. Về các yếu tố bên ngoài ngân hàng
ăng trƣởng k n tế (G )
Kết quả phân tích cho thấy tăng trưởng kinh tế hàng năm có tác động cùng chiều và có ý nghĩa thống kê đến RRTK. Kết quả này hỗ trợ cho giả thuyết trong thời kỳ kinh tế tăng trưởng thì các ngân hàng lại có xu hướng giảm đi nguồn dự trữ thanh khoản để tích cực thúc đẩy hoạt động cho vay nhiều hơn trong khi nguồn vốn huy động có thể giảm sút, từ đó dẫn đến việc gia tăng khe hở tài trợ cũng như làm RRTK ngân hàng tăng theo (Chung-Hua Shen và cộng sự, 2009). Khi tăng trưởng kinh tế hàng năm tăng 1% thì RRTK ngân hàng gia tăng tương ứng là: 2.024%.
ỷ lệ lạm p át (I F)
Trái với kỳ vọng ban đầu, trong phạm vi bài luận văn này thì tác giả chưa tìm thấy bằng chứng thực nghiệm về mối quan hệ giữa tỷ lệ lạm phát hàng năm với RRTK tại các NHTM Việt Nam. Kết quả này cũng tương đồng với phát hiện của Trương Quang Thơng (2013), đó là thay đổi lạm phát của năm nay khơng có ảnh hưởng đến RRTK trong năm đó nhưng có ảnh hưởng làm giảm RRTK của năm sau đó. Ngồi ra, điều này cũng có thể là do tỷ lệ lạm phát ở Việt Nam trong giai đoạn nghiên cứu không phản ánh đúng xu hướng biến động giá thực của nền kinh tế vì sự can thiệp q sâu của Chính phủ bằng các mệnh lệnh hành chính cũng như việc thực hiện CSTT thắt chặt để kiềm chế lạm phát của nền kinh tế.
ăng trƣởng cung t ền 2 ( 2)
Trái với kỳ vọng ban đầu, trong phạm vi bài luận văn này thì tác giả chưa tìm thấy bằng chứng thực nghiệm về mối quan hệ giữa tăng trưởng cung tiền M2 hàng năm với RRTK tại các NHTM Việt Nam. Kết quả này có thể là do mức cung tiền M2 ở Việt Nam chưa phản ánh đúng thực tế mức cầu về tiền tệ cũng như tốc độ phát triển của nền kinh tế. Hơn thế nữa, việc thực thi CSTT thông qua công cụ thị trường mở của NHNN đôi khi gây ra những tác dụng ngược do việc bơm, hút quá liều hay việc đánh giá sai thực trạng vấn đề đã gián tiếp ảnh hưởng đến công tác quản lý thanh khoản và RRTK của các NHTM.
KẾT LUẬ HƢƠ G 4
Trong chương 4, tác giả đã trình bày mơ hình hồi quy gồm các yếu bên trong và bên ngoài ngân hàng tác động đến RRTK tại các NHTM Việt Nam. Qua việc phân tích dữ liệu bảng từ số liệu thu thập được trong Bankscope và BCTC hợp nhất của 25 NHTM Việt Nam trong giai đoạn 2006-2015, tác giả đã đưa ra những đánh giá cụ thể cũng như rút ra một số kết luận có giá trị về mức độ tác động của từng yếu tố đến RRTK của các ngân hàng.
Theo kết quả ước lượng GMM, có tất cả sáu biến có ý nghĩa thống kê tác động đến RRTK của các NHTM Việt Nam, bao gồm: quy mô ngân hàng, tỷ lệ dự trữ thanh khoản trên tổng tài sản, tỷ lệ vốn tự có trên tổng nguồn vốn, tỷ lệ dư nợ tín dụng trên tổng tài sản, khả năng sinh lợi và tăng trưởng kinh tế hàng năm. Ngoài ra, kết quả nghiên cứu cũng cho thấy các biến khơng có ý nghĩa thống kê là: tỷ lệ nợ xấu, tỷ lệ lạm phát và tăng trưởng cung tiền M2 hàng năm.
Nội dung chương này là cơ sở để tác giả đề xuất những giải pháp nhằm hạn chế RRTK trong chương sau.
HƢƠ G 5: GIẢI PHÁP H N CHẾ RỦI RO THANH KHOẢN T I GÂ H G HƢƠ G I VIỆT NAM
5 1 ịn ƣớng phát triển của hệ thống ngân àng t ƣơng mại Việt Nam
Một trong những mục tiêu chiến lược của ngành ngân hàng đến năm 2020 được xác định rõ trong Chiến lược phát triển kinh tế - xã hội giai đoạn 2011-2020 (Văn kiện Đại hội Đảng lần thứ XI) là: “Bảo đảm sự phát triển an toàn, lành mạnh của thị