3.4 Giả thuyết nghiên cứu
3.4.4 Tỷ lệ lợi nhuận trên vốn chủ sở hữu (ROE)
Để dự phòng cho các trường hợp rút tiền đột ngột, ngân hàng thường dự trữ các loại tài sản thanh khoản ở một mức phù hợp, đồng nghĩa với việc gây ra chi phí cơ hội. Trong thực tế, tài sản có tính thanh khoản cao thường mang lại ít lợi nhuận cho ngân hàng. Vì thế, đầu tư càng nhiều vào tài sản thanh khoản thì rủi ro thanh khoản càng ít nhưng lợi nhuận của ngân hàng sẽ giảm đi (Assaf, 2003). Khi ngân hàng giữ lượng tiền mặt cao hơn so với lượng tiền gửi của khách hàng, thanh khoản của ngân hàng đang ở trạng thái tốt, đồng thời làm giảm đi khả năng đầu tư sinh lợi của ngân hàng (Agbada và Osuji, 2013). Tương tự, nếu ngân hàng muốn gia tăng lợi nhuận thông qua việc sử dụng tối đa các nguồn vốn huy động được, đồng thời giảm dự trữ tài sản thanh khoản thì khả năng gặp rủi ro thanh khoản của ngân hàng sẽ tăng khi có một lượng lớn khách hàng đột ngột rút tiền tại cùng một thời điểm.
Theo kết quả nghiên cứu thực nghiệm Valla và Escorbiac (2006), Vodová (2011), Bonfim và Kim (2011) cũng đã chỉ ra rằng tỷ lệ lợi nhuận của ngân hàng có tác động ngược chiều lên tính thanh khoản của ngân hàng.
Trong nghiên cứu này, tác giả kỳ vọng biến ROE có tương quan dương với rủi ro thanh khoản của ngân hàng.
Giả thuyết H5: Tỷ lệ lợi nhuận trên vốn chủ sở hữu có tác động cùng chiều lên rủi ro thanh khoản của các NHTMCP Việt Nam.
3.4.5 Tỷ lệ dự phịng rủi ro tín dụng trên tổng dư nợ (LLR).
Chi phí dự phịng rủi ro tín dụng phản ánh chất lượng của khoản cho vay hay rủi ro tín dụng (Chung, 2009); nếu chi phí dự phịng tăng cao sẽ phản ánh chất lượng của các khoản cho vay bị suy giảm và nguy cơ xảy ra rủi ro tín dụng tăng.
Một khi khoản cho vay khơng địi nợ được sẽ gây sự sụt giảm của dịng tiền, từ đó gây rủi ro thanh khoản cho ngân hàng vì khơng có dịng tiền thu hồi để hoàn trả những khoản huy động tới hạn mà ngân hàng đã vay trước đây (Dermine, 1986). Do đó, rủi ro tín dụng và rủi ro thanh khoản có quan hệ đồng biến và cùng tạo ra sự bất ổn cho ngân hàng (Phạm Hồng Vy, 2017).
Một số nghiên cứu thực nghiệm cho thấy rủi ro tín dụng và rủi ro thanh khoản có mối quan hệ cùng chiều như: Diamond và Rajan (2005), Acharya và Viswanayhan (2011); đặc biệt nghiên cứu của Valla và Escorbiac (2006) trực tiếp chỉ ra rằng chi phí dự phịng rủi ro tín dụng có tương quan âm với thanh khoản của ngân hàng. Từ các lập luận trên, tác giả kỳ vọng tỷ lệ dự phịng rủi ro tín dụng trên tổng dư nợ (LLR) có tương quan dương với rủi ro thanh khoản.
Giả thuyết H6: Tỷ lệ dự phòng rủi ro tín dụng trên tổng dư nợ có tác động cùng chiều lên rủi ro thanh khoản của các NHTMCP Việt Nam.
3.4.6 Tăng trưởng kinh tế (GDP).
Theo lý thuyết, khi nền kinh tế suy thoái, nhu cầu vay để đầu tư của hộ kinh doanh và doanh nghiệp sẽ giảm, đồng thời ngân hàng sẽ gặp rủi ro cao khi cho vay; khi nền kinh tế tăng trưởng, nhu cầu vay vốn từ các thành phần trong nền kinh tế tăng cao, nên ngân hàng sẽ gia tăng các khoản cho vay, khiến cho khe hở tài trợ tăng (Chung, 2009).
Mặt khác, kết quả nghiên cứu của Ayadi và Boujelben (2012) cho thấy tốc độ tăng trưởng kinh tế tỷ lệ nghịch với lãi suất thị trường; đồng thời Fisher chỉ ra rằng lãi suất tỷ lệ thuận với hàm tiết kiệm. Khi lãi suất thị trường giảm kéo theo lãi suất tiền gửi giảm, người dân sẽ giảm tiết kiệm, làm cho cung thanh khoản của ngân hàng bị suy giảm, gây áp lực lên thanh khoản của ngân hàng. Vì vậy, tác giả kỳ vọng biến GDP có tương quan dương với rủi ro thanh khoản.
Giả thuyết H7: Tốc độ tăng trưởng kinh tế có tác động cùng chiều lên rủi ro thanh khoản của các NHTMCP Việt Nam.
Theo Fisher, lãi suất sẽ tăng cao trong thời kỳ lạm phát tăng cao; và trong thực tế khi lạm phát xảy ra, các ngân hàng phải tăng lãi suất tiền gửi nhằm thu hút vốn huy động, việc cạnh tranh thu hút vốn giữa các ngân hàng trở nên khốc liệt hơn, đồng thời tâm lý lo ngại đồng tiền mất giá, khiến người dân dùng tiền nhàn rỗi đầu từ vào tài sản khác mà không để tiền vào mục đích gửi tiết kiệm. Từ đó, cung thanh khoản của các ngân hàng bị suy giảm, khiến khe hở tài trợ tăng.
Lập luận trên của tác giả có sự đồng thuận với kết quả nghiên cứu của Chung (2009) cho thấy tỷ lệ lạm phát có tác động cùng chiều lên rủi ro thanh khoản của ngân hàng. Tuy nhiên, Vodová (2011) đã chỉ ra tỷ lệ lạm phát có tác động cùng chiều lên thanh khoản của ngân hàng và kết quả nghiên cứu của Trương Quang Thông (2015) cho thấy tỷ lệ lạm phát có tác động ngược chiều lên rủi ro thanh khoản.
Trong nghiên cứu này, tác giả kỳ vọng tỷ lệ lạm phát có tương quan dương với rủi ro thanh khoản của ngân hàng.
Giả thuyết H8: Tỷ lệ lạm phát có tác động cùng chiều lên rủi ro thanh khoản của các NHTMCP Việt Nam.
Bảng tóm tắt giả thuyết nghiên cứu: Biến phụ thuộc Biến độc lập Chiều tác động FGAPit: Khe hở tài trợ
STLit: Tỷ lệ cho ngắn hạn trên tổng tài sản + MLTLit: Tỷ lệ cho vay trung và dài hạn trên tổng
tài sản
+
LSIZEit: Logarit quy mô tổng tài sản + ETAit: Tỷ lệ vốn tự có trên tổng nguồn vốn - ROEit: Tỷ lệ lợi nhuận trên vốn chủ sở hữu + LLRit: Tỷ lệ dự phòng rủi ro tín dụng trên tổng
dư nợ
+
GDPt: Tăng trưởng kinh tế năm t + GDPt-1: Tăng trưởng kinh tế năm t-1 +
INFt: Tỷ lệ lạm phát năm t +
KẾT LUẬN CHƯƠNG 3
Từ bộ dữ liệu của 17 NHTMCP Việt Nam trong giai đoạn năm 2007-2017, cho thấy RRTK của hệ thống ngân hàng có xu hướng gia tăng mặc dù quy mơ tài sản và vốn tự có của các ngân hàng cũng gia tăng rất đáng kể. Ngoài ra, sự thay đổi của tất cả các biến giải thích qua thời gian cũng được mơ tả một cách chi tiết.
Do mơ hình nghiên cứu của tác giả sẽ phân tích tác động của từng khoản cho vay theo kỳ hạn lên RRTK của ngân hàng, nên tác giả phải thực hiện xem xét và kiểm định tính nội sinh của mơ hình có thể mắc phải, đồng thời kiểm tra sự tương quan giữa các khoản cho vay trước khi đưa ra kết quả hồi quy của mơ hình.
Trong chương 4, tác giả sẽ trình bày chi tiết kết quả của nghiên cứu và thực hiện các kiểm định để lựa chọn ra kết quả phù hợp nhất với nghiên cứu; sau đó sẽ phân tích kết quả nghiên cứu.
Chương 4: PHÂN TÍCH KẾT QUẢ NGHIÊN CỨU 4.1 Thống kê mô tả các biến.
Bảng 4.1: Thống kê mô tả các biến Biến Số quan Biến Số quan Biến Số quan sát Giá trị trung bình Độ lệch chuẩn Giá trị nhỏ nhất Giá trị lớn nhất FGAP 186 -0,3225 0,1463 -0,9114 0,119 STL 184 0,2665 0,0993 0,0711 0,5096 MLTL 184 0,2580 0,0919 0,0282 0,4995 LSIZE 186 18,2005 1,2778 14,6043 20,9075 ETA 186 0,1012 0,05423 0,0406 0,422 ROE 184 0,2467 0,1079 0,0007 0,5633 LLR 185 0,0102 0,0085 0,001 0,0582 GDPt 187 0,0628 0,0088 0,0525 0,0848 INFt 187 0,0855 0,0632 0,0205 0,2297
*Giá trị các biến được thể hiện dưới dạng tỷ số.
Nguồn: Phụ lục kết quả thống kê.
Biến phụ thuộc:
Biến cần được giải thích là khe hở tài trợ (FGAP): theo lý thuyết, giá trị của khe hở tài trợ càng nhỏ thì rủi ro thanh khoản của ngân hàng càng thấp. Từ bảng thống kê trên cho thấy khe hở tài trợ có giá trị trung bình âm do hầu hết giá trị quan sát từ các ngân hàng là âm, đồng nghĩa rằng khả năng gặp rủi ro thanh khoản của hệ thống NHTMCP trong giai đoạn nghiên cứu là rất thấp; ngoại trừ 2 quan sát là NHTMCP Phương Đông (2009) với giá trị khe hở tài trợ là 0,0927 và NHTMCP Kiên Long (2008) với giá trị khe hở tài trợ lớn nhất là 0,119; hay nói cách khác hai ngân hàng này có khả năng xảy ra rủi ro thanh khoản cao hơn so với các ngân hàng khác . Giá trị khe hở tài trợ nhỏ nhất là -0,9114 của ngân hàng Quốc Dân (2007).
Mặt khác, khi so sánh giá trị các quan sát với giá trị trung bình, cho thấy chênh lệch giá trị khe hở tài trợ giữa các quan sát là tương đối lớn. Sự chênh lệch này không phải chỉ do sự khác biệt giữa các ngân hàng, mà cịn do chính sự biến động
của từng ngân hàng qua thời gian; đồng nghĩa rằng các ngân hàng ln có giá trị khe hở tài trợ dao động từ thấp đến cao trong khoảng thời gian năm 2007-2017.
Các biến giải thích:
- Biến tỷ lệ cho vay ngắn hạn trên tổng tài sản (STL): Giá trị nhỏ nhất của STL là 0,0711 và giá trị lớn nhất là 0,5096. Giá trị nhỏ nhất của STL là một con số đáng lưu ý vì giá trị của nó rất thấp và có sự khác biệt rất lớn so với đặc điểm kinh doanh của ngành ngân hàng tại Việt Nam.
Giá trị trung bình của STL là 0,2265 và độ lệch chuẩn là 0,0993. Giá trị các quan sát và giá trị trung bình cho thấy có sự dao động mạnh giữa các quan sát. Sự khác biệt này là do sự thay đổi xu hướng cho vay của mỗi ngân hàng theo thời gian và khác biệt về đặc điểm kinh doanh của mỗi các ngân hàng.
- Biến tỷ lệ cho vay trung và dài hạn trên tổng tài sản (MLTL): Giá trị nhỏ nhất của MLTL là 0,0282 và giá trị lớn nhất là 0,4995.
Giá trị trung bình của MLTL là 0,2580 và độ lệch chuẩn là 0,0919. Các giá trị quan sát dao động so với giá trị trung bình tương đối lớn do sự khác biệt giữa các đối tượng và sự thay đổi của từng đối tượng theo thời gian.
- Biến logarit quy mô tổng tài sản (LSIZE): Tuy rằng có sự khác biệt về quy mô tài sản giữa các ngân hàng tại mỗi thời điểm và sự gia tăng tài sản của từng ngân hàng qua thời gian là rất lớn; nhưng khi logarit hóa giá trị tổng tài sản các đối tượng quan sát thì sự chênh lệch giữa giá trị nhỏ nhất và giá trị lớn nhất khơng cịn nhiều; giá trị nhỏ nhất là 14,6043 và giá trị lớn nhất là 20,9075.
Giá trị trung bình và độ lệch chuẩn lần lượt là 18,2005 và 1,2778. Biên độ dao động giữa các quan sát so giá trị trung bình là khơng cao.
- Tỷ lệ vốn tự có trên tổng nguồn vốn (ETA): Giá trị bé nhất của ETA là 0,0406 và giá trị cao nhất là 0,422. Hấu hết các ngân hàng mới thành lập bị hạn chế về khả năng tiếp cận nguồn vốn huy động, vì thế tỷ lệ ETA sẽ rất cao; giá trị ETA lớn nhất cũng chính là tỷ lệ vốn tự có của NHTMCP Tiên Phong vào năm mới thành lập 2008.
Giá trị trung bình của ETA là 0,1012 và biên độ dao động tương đối cao là 0,05423.
- Tỷ lệ lợi nhuận trên vốn chủ sở hữu (ROE): Giá trị nhỏ nhất của ROE là 0,007 và giá trị cao nhất là 0,5633.
Giá trị trung bình và độ lệch chuẩn lần lượt là 0,2467 và 0,1079. Kết hợp bảng dữ liệu gốc và bảng thống kê mơ tả, tác giả nhận thấy có sự khác biệt lớn về hiệu quả kinh doanh giữa các ngân hàng là do khả năng của từng ngân hàng và khơng có sự tác động chung của tình trạng kinh tế lên hoạt động kinh doanh của các ngân hàng.
- Tỷ lệ dự phịng rủi ro tín dụng trên tổng dư nợ (LLR): Giá trị nhỏ nhất của LLR là 0,001 và giá trị lớn nhất là 0,0582.
Giá trị trung bình của tỷ lệ dự phịng rủi ro tín dụng tồn ngành tương đối thấp là 0,0102; biến động xoay quanh giá trị trung bình thấp. Tuy nhiên, sự chênh lệch giữa các đối tượng quan sát là tương đối lớn.
- Tăng trưởng kinh tế (GDP): Giá trị nhỏ nhất là 0,0525 và giá trị lớn nhất là 0,0848. Hai giá trị này dao động rất gần với giá trị trung bình là 0,0628; cho thấy tính ổn định của tăng trưởng kinh tế Việt Nam. Mặt khác, biến động xoay quanh giá trị trung bình rất thấp với 0,0088.
- Tỷ lệ lạm phát (INF): Nhìn chung, tỷ lệ lạm phát của Việt Nam trong giai đoạn năm 2007-2017 có sự thay đổi rất lớn. Tỷ lệ lạm phát thấp nhất là 0,0205 và cao nhất là 0,2297.
Giá trị trung bình của tỷ lệ lạm phát là 0,0855; giá trị độ lệch chuẩn cao với 0,0623.
4.2 Kiểm định nội sinh và tương quan giữa các biến độc lập. 4.2.1 Kiểm định nội sinh. 4.2.1 Kiểm định nội sinh.
Có nhiều ngun nhân gây ra nội sinh cho mơ hình nghiên cứu, nhưng với mơ hình nghiên cứu mà tác giả đề xuất chỉ có thể có hai nguyên nhân gây ra nội sinh:
- Thứ nhất, phần dư εit có mang giá trị thơng tin liên quan đến biến giải thích STL và MLTL, tức là hệ số tương quan Cov(εit; STL) ≠ 0 và Cov(εit; MLTL) ≠ 0. Để minh chứng cho mơ hình khơng bị nội sinh, tác giả lý luận rằng: trong các bài nghiên cứu cùng đề tài và sử dụng chung phương pháp nghiên cứu trước đây, đã sử
dụng khoản tổng cho vay trên tổng tài sản (TLA) để đo lường tác động lên RRTK, chưa có nghiên cứu nào chỉ ra Cov(εit; TLA) = 0, tức là biến TLA khơng bị nội sinh. Do đó, sẽ không thể xảy ra trường hợp một trong hai, hoặc cả hai biến STL và MLTL bị nội sinh (vì tổng STL và MLTL bằng TLA).
- Thứ hai, tác giả không đưa tất cả các yếu tố bên trong ngân hàng để làm biến giải thích cho mơ hình mà các nghiên cứu trước đây đã đề cập. Vì thế tác giả cần phải kiểm tra mơ hình đề xuất có bị bỏ sót biến quan trọng hay khơng; nếu mơ hình thiếu biến giải thích quan trọng có thể sẽ gây ra nội sinh.
Bảng 4.2: Kiểm định bỏ sót biến Mơ hình Prob > F Mơ hình Prob > F
FGAP 0,1456
Nguồn: Phụ lục kết quả kiểm định 1
Kết quả kiểm định từ bảng 4.2 cho thấy mơ hình khơng bỏ sót biến quan trọng (với mức ý nghĩa 5%), do đó mơ hình khơng thể bị nội sinh.
4.2.2 Kiểm định tương quan giữa các biến độc lập.
Dựa vào bảng 4.3, có thể thấy rằng tương quan giữa các cặp biến độc lập luôn nhỏ hơn 0,8; tức là khơng có sự tương quan mạnh giữa các biến. Đặc biệt, tương quan giữa biến STL và MLTL rất yếu với trị tuyệt đối là 0,0783 (nhỏ hơn 0,2).
Bảng 4.3: Hệ số tương quan giữa các biến
STL MLTL LSIZE ETA ROE LRR GDPt GDPt-1 INFt
STL 1,0000 MLTL 0,0738 1,0000 LSIZE 0,2382 0,1278 1,0000 ETA 0,0236 -0,1385 -0,5880 10000 ROE 0,0827 0,5850 0,1673 -0,0783 1,0000 LRR -0,0946 -0,1009 0,0404 0,2181 0,0617 1,0000 GDPt -0,1236 0,3172 0,1329 -0,0933 0,2393 0,0107 1,0000 GDPt-1 -0,0885 0,0534 -0,2283 0,2573 0,0756 0,0309 0,0979 1,0000 INFt -0,0422 -0,2941 -0,3188 0,3208 -0,1638 -0,0362 -0,1387 0,5971 1,0000 INFt-1 0.1236 -0.3294 -0.2375 0.1568 -0.2495 -0.1006 -0.5924 0.2085 -0.0488
Nguồn: Phụ lục kết quả kiểm định 1
Bảng 4.4: Kết quả nhân tử phóng đại phương sai VIF 1/VIF VIF 1/VIF MLTL 3,51 0,2853 INFt-1 3,00 0,3330 ROE 2,91 0,3499 INFt 2,8 0,3573 GDPt 2,79 0,3579 LSIZE 2,62 0,3816 ETA 2,5 0,4004 GDPt-1 2,44 0,4098 LRR 1,30 0,7708 STL 1.27 0.7887 VIF trung bình 2.51
Kết quả bảng 4.4 cho thấy giá trị trung bình của VIF là 2,51 < 10. Mặt khác, các giá trị VIF của từng biến độc lập đều bé hơn 10.
Từ các kết quả kiểm định tính nội sinh và sự tương quan giữa các biến độc lập, cho thấy mơ hình đề xuất có tính khả thi và kết quả nghiên cứu đưa ra đáng tin cậy.