Biến Quan sát Giá trị trung bình Độ lệch chuẩn Giá trị nhỏ nhất Giá trị lớn nhất Z-score 170 31.87237 15.91613 7.96147 110.436 NPL 170 2.346519 1.6861 .029 10.95 LA 170 53.24599 14.52551 19.42878 85.16846 NIR 170 2.735987 1.054049 .0264018 10.41662 LEV 170 11.76824 8.078036 3.949 63.066 SIZE 170 18.08583 1.265071 14.095 20.4526 GDPGR 170 6.048229 .6514229 5.247 7.129 INF 170 10.385 5.913593 4.09 23.088 Nguồn: Tính tốn của tác giả Chỉ số Z-score đại diện cho nguy cơ phá sản tại ngân hàng, chỉ số này càng cao thì ngân hàng càng ổn định, mức trung bình của chỉ số Z-score của các ngân hàng thương mại trong khoảng thời gian 2006-2014 là 31.87. Chỉ số Z-score cao nhất là 110,436 (SHB năm 2006) và thấy nhất là 7.96 (ACB năm 2006). Như vậy, có thể thấy có sự chênh lệch khá lớn giữa giá trị lớn nhất và nhỏ nhất. Mức độ tập trung quanh giá trị trung bình là tương đối thấp khi độ lệch chuẩn tương đối cao, 15.91.
Giá trị trung bình của tỷ lệ nợ xấu (NPL) là 2.32%. Giá trị này có sự thay đổi tương đối lớn từ 0.029% (Indovina bank năm 2007) đến 10.95% (BIDV năm 2006) và có độ lệch chuẩn là 1.63%. Mặc dù trong những năm gân đây nợ xâu bắt đầu tăng lại, tuy nhiên, nếu so sánh với các năm 2006, 2007 thì nợ xấu trong tồn ngành ngân hàng đã giảm đi đáng kể khi mà trung bình là 2.32% với độ lệch chuẩn 1.63%.
Tỷ lệ tổng dư nợ tín dụng (LA) đạt 53.24%. Như vậy có thể tấy rằng tín dụng là hoạt đơng sử dụng vốn chủ yếu , chiếm hơn phân nửa tổng tài sản của các ngân hàng thương mại Việt Nam. Tỷ lệ dư nợ nợ tín dụng cao nhất chiếm 85.16% (OCB năm 2008), tỷ lệ thấp nhất là 19.42% (SeaBank năm 2011) và độ lệch chuẩn 15.18.
Tỷ lệ thu nhập lãi thuần (NIR) có trung bình đạt 2.73% . Tỷ lệ thu nhập lãi thuần cao nhất là 10.41% so với tổng tài sản (ABBank năm 2006). Tỷ lệ này thấp nhất là 0.026% (Tecombank năm 2006) , độ lệch chuẩn 1.01.
Tỷ lệ địn bầy tài chính (LEV) có trung bình đạt 11.76% . Tỷ lệ này cao nhất là 63.06% (SHB năm 2006). Tỷ lệ này thấp nhất là 3.94% (ACB năm 2006) , độ lệch chuẩn 8.07. Có sự khác biệt lớn giữa tỷ lệ dịn bẩy tài chính giữa các ngân hàng trong những năm 2006, 2007 và dần dần được thu hẹp trong các năm gần đây.
Biến quy mô ngân hàng (SIZE) gồm 170 quan sát, có giá trị trung bình 18.08, giá trị thấp nhất là 14.095 (SHB năm 2006), giá trị lớn nhất thuôc về ngân hàng Agribank năm 2007, 20.452. độ lệch chuẩn là 1.2, điều này chứng tỏ, có sự chênh lệch lớn về quy mô của 19 ngân hàng thương mại Việt Nam được đưa vào mơ hình.
3.3.3.2 Phân tích tƣơng quan giữa các biến
Phân tích tương quan giữa các biến được dùng để xem xét mối quan hệ giữa biến độc lập với nhau, có thể coi là bước đánh giá tổng quan cho mơ hình. Các biến độc lập có mối tương quan cao thì có thể xem là dấu hiệu nhận biết hiện tược đa cơng tuyến có thể xảy ra. Vì vậy, nếu có tương quan cao giữa các biến thì sẽ làm thêm kiểm định đa cơng tuyến.
Bảng 3.11 Phân tích tương quan
NPL LA NIR LEV SIZE GDPGR INF
NPL 1.0000 LA 0.0875 1.0000 NIR 0.0920 0.3367 1.0000 LEV -0.0557 -0.0645 0.2812 1.0000 SIZE 0.1948 0.1776 0.0184 -0.6420 1.0000 GDPGR -0.2351 -0.0566 -0.1415 0.0704 -0.2905 1.0000 INF -0.0073 -0.0562 0.1535 0.0771 -0.0620 -0.0702 1.0000
Nguồn: Tính tốn của tác giả Xét trong mối tương quan giữa các biến độc lập với nhau, có thể nhận thấy mối tương quan thấp giữa biến này. Tuy nhiên, Biến quy mô ngân hàng (SIZE) và biến tỷ lệ vốn chủ sở hữu trên tổng nợ (LEV) là -64.2%. Biến tỷ lệ tổng dư nợ tín dụng trên tổng tài sản (LA) và thu nhập lãi thuần (NIR) là 33.67%%. Biến quy mô ngân hàng (SIZE) và biến tăng trưởng kinh tế (GDPGR) là -29.05%. Vì vậy, để đảm bảo kết quả chạy mơ hình phù hợp và chính xác, ta thực hiện kiểm tra hiện trượng đa cộng tuyến trước khi chạy mơ hình hồi quy.
3.3.3.3 Kiểm tra hiện tƣợng đa cộng tuyến
Sử dụng hệ số phóng đại phương sai VIF để kiểm tra hiện tượng đa cộng tuyến. Giá trị VIF càng lớn thì biến độc lập càng đa cộng tuyến cao. Nguyên tắc ngón tay cái cho rằng nếu VIF lớn hơn 5 thì có hiện tượng đa cộng tuyến cao. Nếu VIF vượt quá 10 thì mức độ đa cộng tuyến của biến được xem là rất cao và khi đó hệ số hồi quy khi ước lượng sẽ khơng được chính xác. Như vây, dựa vào kết quả kiểm tra hiện tượng đa cơng tuyến, các biến có hệ số VIF lớn hơn 10 sẽ bị loại bỏ ra khỏi mơ hình hồi quy và tiếp tục kiểm tra cho tới khi thỏa mãn quy tắc trên, tức là hiện tượng đa cộng tuyến không đáng kể và chấp nhận được.
Bảng 3.12 Kết quả kiểm định đa công tuyến
Biến VIF 1/VIF
SIZE 2.06 0.484769 LEV 2.03 0.491820 NIR 1.38 0.725736 LA 1.19 0.840941 GDPGR 1.17 0.852454 NPL 1.09 0.919990 INF 1.05 0.955904 Mean VIF 1.42
Kết quả từ bảng 3.12 cho thấy hệ số phóng đại phương sai của các biến đều rất nhỏ và có giá trị trung bình là 1.42. Điều này chứng tỏ mơ hình có hiện tượng đa cộng tuyến rất yếu, không đáng kể và không gây ảnh hưởng đến kết quả ước lượng.
3.3.3.4 Kết quả hồi quy
Bảng 3.13 Kết quả hồi quy
POOLED_OLS FEM REM
NPL 0.908 -0.176 -0.156 (0.656) (0.211) (0.212) LA 0.176** 0.111*** 0.118*** (0.078) (0.040) (0.040) NIR 0.280 -0.994*** -0.996*** (1.295) (0.373) (0.375) LEV 1.229*** 1.412*** 1.415*** (0.226) (0.062) (0.062) SIZE 2.266* -1.227* -1.048* (1.167) (0.593) (0.589) GDPGR 3.000* -0.451 -0.324 (1.731) (0.563) (0.564) INF 0.126 0.067 0.071 (0.179) (0.051) (0.051) Constant -55.299** 36.738*** 32.111** (25.643) (13.918) (14.144) R2 0.3319 0.2519 0.2564
* có mức ý nghĩa 10%; ** có mức ý nghĩa 5%;*** có mức ý nghĩa 1%. Trong dấu ngoặc đơn là sai số chuẩn (Std. Error).
Để tìm hiểu về tác động của rủi ro tín dụng đến chỉ số Z-score hay nguy cơ phá sản tại các ngân hàng thương mại Việt Nam, tác giả đã tiếp cân theo 3 phương pháp ước lượng mơ hình dữ liệu bảng (bảng 3.13) bao gồm mơ hình hồi quy tuyến tính cổ điển (Pooled_OLS), mơ hình tác động cố định (FEM) và mơ hình tác động ngẫu nhiên (REM). Tiếp theo, tác giả dựa vào các phân tích kiểm định Likelihood radio test, kiểm định Breusch- Pagan, và kiểm định Hausman để chọn ra mơ hình phù hợp.
Kiểm định Likelihood radio test lựa chọn giữa 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), p-value có giá trị là 0.0000<0.05 nên kết luận bác bỏ giả thuyết Ho: dùng phương pháp Pooled_OLS sẽ tích hợp hơn. Như vậy mơ hình FEM sẽ thích hợp hơn mơ hình Pooled_OLS.
Kiểm định Breusch- Pagan lựa chọn giữa mơ hình Pooled_OLS và REM
Kiểm định Breusch- Pagan (xem ở phần phụ lục 3) cho kết quả p-value = 0.0000, do đó với mức ý nghĩa 5% có cơ sở bác bỏ giả thuyết Ho tức phương sai không thay đổi. Như vậy, mơ hình vi phạm giả thiết phương sai khơng đổi trong mơ hình hồi quy tuyến tính cổ điển Gauss. Đồng thời kiểm định này khẳng định mơ hình tác động ngẫu nhiên (REM) phù hợp hơn mơ hình Pooled_OLS.
Kiểm định Hausman lựa chọn giữa mơ hình REM và FEM
Kiểm định Hausman (xem ở phần phụ lục 4) cho kết quả prob (chi-squared) = 0.0400 <0.05, do đó với mức ý nghĩa 5%, bác bỏ giả thuyết Ho, nên chúng ta kết luận rằng có sự khác biệt giữa mơ hình tác động cố định (FEM)và mơ hình tác động ngẫu nhiên (REM) một cách có ý nghĩa thống kê. Trong trường hợp này, mơ hình tác động cố định FEM phù hợp hơn do phưng pháp này kông làm mất quá nhiều bậc tự do và hạn chế vấn đề đa cộng tuyến.
Kiểm định phƣơng sai thay đổi đối với mơ hình FEM
Hiê ̣n tượng phương sai thay đổi có thể ảnh hưởng đến tính hiê ̣u quả của ước lươ ̣ng mô hình và mất đi tính tin câ ̣y của kiểm đi ̣nh hê ̣ số . Sử dụng kiểm định Wald để kiểm định phương sai thay đổi trong mơ hình FEM 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.
Kết quả kiểm định ( phụ lục 5) cho thấy giá trị p-value=0.0000< 0.05, do đó bác bỏ giả thiết Ho, mơ hình FEM có phương sai thay đổi.
Kiểm định tự tƣơng quan
Hiê ̣n tượng tự tương quan phần dư có thể ảnh hưởng đến tính hiê ̣u quả của ước lượng mơ hình cũng như làm mất đi đ ộ tin câ ̣y của kiểm đi ̣nh hê ̣ số . Để kiểm tra hiện tượng tự tương quan, tác giả sử dụng phương pháp kiểm định Wooldridge với 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.
Kết quả kiểm định ( phụ lục 6) cho thấy giá trị p-value=0.0008< 0.05, do đó bác bỏ giả thiết Ho, mơ hình có hiện tượng tự tương quan.
Khắc phục hiện tƣợng phƣơng sai thay đổi và hiện tƣợng tự tƣơng quan Khắc phục hiện tượng phương sai thay đổi và hiện tượng tự tương quan bằng phương pháp bình phương bé nhất tổng quát khả thi (Feasible general least square – FGLS) với biến giả i.year với mục đích mơ phỏng lại hiệu ứng của mơ hình tác động cố định (FEM). Mơ hình GLS được xem là mơ hình cuối cùng trong bài nghiên cứu nhằm giải thích mối tương quan giữa rủi ro tín dụng và nguy cơ phá sản tại ngân hàng thương mại.
Bảng 3.14 Kết quả hồi quy GLS
Coefficients: generalized least squares Panels: heteroskedastic
Correlation: panel-specific AR(1)
Z-score Coef. Std. Err. z P>z [95% Conf. Interval] SIZE -0.2778284 0.1629647 -1.70 0.088 -0.5972333 0.0415765 LEV 0 .094976 0.0269976 3.52 0.000 0 .0420616 0.1478904 NIR -0.0405445 0.2821294 -0.14 0.886 -0.5935081 0.512419 LA 1.376122 0.0466358 29.51 0.000 1.284718 1.467527 GDPGR 1.104918 0.6920563 1.60 0.110 -0.2514874 2.461323 NPL 1.267242 1.026031 1.24 0.217 -0.7437413 3.278226 INF 0.5992704 0.2904409 2.06 0.039 0.0300167 1.168524 year 2007 -0.8819094 1.07294 -0.82 0.411 -2.984834 1.221015 2008 -8.7153 4.268912 -2.04 0.041 -17.08221 -0.348385 2009 0.8632335 1.032935 0.84 0.403 -1.161283 2.88775 2010 -2.192858 1.430231 -1.53 0.125 -4.99606 0.6103431 2011 -6.944278 3.99949 -1.74 0.083 -14.78314 0.8945789 2012 -1.180685 0.7584811 -1.56 0.120 -2.66728 0.3059111 2013 0 (omitted) 2014 0 (omitted) _cons -22.32553 19.39 -1.15 0.250 -60.32924 15.67817 Nguồn:Tính tốn của tác giả
3.4 Đánh giá ảnh hƣởng rủi ro tín dụng lện nguy cơ phá sản tại các ngân hàng thƣơng mại Việt Nam thƣơng mại Việt Nam
Do chỉ số Z-score đại diện cho tính ổn định nên ngược chiều với nguy cơ phá sản( nguy cơ phá sản = -Z-score). Kéo theo đó, mối quan hệ giữa biến độc lập và Z-score cũng trái ngược với mối quan hệ giữa biến độc lập với nguy cơ phá sản.
Bảng 3.15 Tổng hợp kết quả mối quan hệ giữa biến độc lập và nguy cơ phá sản
Biến Quan hệ với Z-score
Quan hệ với Nguy cơ phá sản
Kỳ vọng Kết quả Kết quả
NPL Nghịch biến (-) Nghịch biến (-) Đồng biến (+)
LA Nghịch biến (-) Đồng biến (+) Nghịch biến (-)
NIR Đồng biến (+) Khơng có ý nghĩa thống kê
Khơng có ý nghĩa thống kê
LEV Đồng biến (+) Đồng biến (+) Nghịch biến (-)
SIZE Đồng biến (+) Khơng có ý nghĩa thống kê
Khơng có ý nghĩa thống kê
GDPGR Đồng biến (+) Khơng có ý nghĩa thống kê
Khơng có ý nghĩa thống kê
INF Đồng biến (+) Đồng biến (+) Nghịch biến (-) Nguồn: tác giả tổng hợp
Tỷ lệ nợ xấu - biến NPL
Đối với biến tỷ lệ nợ xấu thể hiển mối tương quan âm (-) với Z-score, như vây thương quan đồng biến (+) đối nguy cơ phá sản ngân hàng, có ý nghĩa thống kê (mức ý nghĩa 10%) trong mối quan hệ với nguy cơ phá của ngân hàng thương mại Việt Nam trong giai đoạn 2006-2014. Điều này phù hợp với các nghiên cứu trước đây của Ivičić, Kunovac, Ljubaj (2008), Almarzoqi, Naceur và D.Scopelliti (2015), nợ xấu tăng lên khiến cho chất lượng tài sản sản bị giảm, tăng chi phí dự phịng nợ xấu, xử lý nợ làm giảm lợi nhuận, từ đó làm gia tăng nguy cơ phá sản tại ngân hàng thương mại.
Tuy nhiên, mức ý nghĩa yếu, điều đã được đề cập trong nghiên cứu của Ivičić, Kunovac, Ljubaj (2008). Có thể lý giải nguyên nhân là do xuất phát từ việc các Ngân Hàng thương mại Việt Nam công bố các khoản nợ xấu chưa thật đầy đủ, chính xác, còn nhiều vấn đề. Hoặc do tác động của nợ xấu đến nguy cơ phá sản ngân hàng chưa thật rõ ràng, Việc tăng vốn chủ sở hữu nhằm làm tăng tính ổn định
phụ thuộc nhiều vào chiến lượt của từng ngân hàng, vẫn bỉ ảnh hưởng bởi quy định nhà nước.
Tỷ lệ tổng dƣ nợ tín dụng trên tổng tài sản – biến LA
Trái với kì vọng về dấu, tỷ lệ tổng dư nợ tín dụng có quan hệ nghịch biến (-) với nguy cơ phá sản tại ngân hàng và có ý nghĩa thống kê (mức ý nghĩa 1%;). Tuy nhiên điều này giống với kết quả nghiên cứu đối với các ngân hàng hàng tiết kiệm chuyên phục vụ cho khách hàng cá nhân (Marcoa và Fernández, 2008). Đối với ngân hàng này, việc tăng tỷ lệ tổng dư nợ tín dụng trên tổng tài sản làm tăng lợn nhuận, việc cho vay đối với khách hàng cá nhân thường ít rủi ro hơn khách hàng doanh nghiệp. Hay theo Altaee (2013) lý giải do kinh doanh cho vay hiệu quả trong các lĩnh vực chuyên biệt, sử dụng chính sách mở rộng khoản vay dẫn đến sự gia tăng thu nhập. Ở Việt Nam, việc giảm tỷ lệ tổng dư nợ tín dụng đột ngột do mất khách hàng cũng sẽ ảnh hưởng rất lớn tới lợi nhuận của ngân hàng, từ đó gia tăng dộ bất ổn tại ngân hàng.
Tỷ lệ thu nhập lãi thuần – biến NIR
Tỷ lệ thu nhập lãi thuần = Thu nhập lãi thuần/Tổng tài sản. Tỷ lệ này có quan hệ thuận (+) với nguy cơ phá sản tại ngân hàng , tuy nhiên chưa có ý nghĩa thống kê. Cần suy xét đến nguy cơ gia tăng rủi ro khi đa dạng hóa. Kưhler (2012) đã đề cập đến khả năng gia tăng thu nhập ngồi lãi bằng việc tích cực tham gia vào giao dịch các tài sản biến động lớn như hoạt động chúng khốn có thể làm gia nguy cơ phá sản thông qua việc gia tăng đòn bẩy. Hơn nữa, thực trạng ở Việt Nam, thu nhập chính của các ngân hàng đến từ hoạt động cho vay, việc giảm thu nhập lãi thuần do mất thị phần ảnh hưởng rủi ro hoạt động kinh doanh thường xảy ra hơn là rủi ro lãi suất làm giảm thu nhập lãi thuần. Tuy nhiên việc đua lãi suất nhằm bảo đảm cung thanh khoản đồng thời giữ thị phần cho vay cũng ẩn chứa rất nhiều nguy cơ, nên ngân hàng thương mại Việt Nam cần có chiến lượt giữ thị phần tín dụng mà khơng ảnh hưởng tới lãi suất.
Tỷ lệ vốn chủ sở hữu trên tổng nợ– biến LEV
Tỷ lệ vốn chủ sở hữu trên tổng nợ có quan hệ ngược chiều (-) với nguy cơ phá sản tại ngân hàng và có ý nghĩa thống kê (mức ý nghĩa 1%). Kết quả này vừa như kì vọng vừa như kết quả nghiên cứu của Nguyễn Thanh Dương (2013).
Tỷ lệ vốn chủ sở hữu trên tổng nợ ở mức cao của các ngân hàng thể hiện việc đảm bảo vốn như dự phòng thanh khoản và tuân thủ tốt việc không vi phạm huy động vượt mức mức vốn chủ sở hữu. Vì huy động nhiều thì rủi ro càng cao, việc gia tăng vốn chủ sở hữu và giữa mức huy động ổn định làm giảm nguy cơ phá sản tại ngân hàng thương mại.
Tăng vốn khơng có nghĩa là ngân hàng sẽ có rủi ro thấp mà đang tự mình giảm rủi ro để ổn định được nguồn ngắn hạn sắp tái sử dụng (duy trì tỷ lệ địn bẩy). Vốn chủ sở hữu làm giảm rủi ro ngân hàng trước nguy cơ phá sản có nghĩa ngân hàng sẽ duy trì được dư nợ huy động cần thiết để xử lí phía cầu thanh khoản (cấp tín dụng) và cung thanh khoản. Do ở Việt Nam kỉ luật thị trường còn khiêm tốn, thanh khoản gây xáo trộn ngân hàng nên vốn đầy đủ và duy trì địn bẩy trong giới hạn cho phép làm hạn chế rủi ro trong hoạt động huy động và cho vay.
Biến quy mô ngân hàng
Biến quy mơ có tương quan nghịch chiều (-) với rủi ro và khơng có ý nghĩa thơng kê. Lý do có thể là do cá ngân hàng lớn thường mở rộng đầu tư vào các tài