BIẾN Coef. P-value
GrGDP -0,9652 0,002 CPI 0,0902 0,061 UNE 1,5919 0,001 AWPR -0,0428 0,678 OPE -0,0222 0,048 ROA -1,0705 0,003 LA -0,1072 0,000 LLP 5.07e-08 0,696 lnSIZE 0,2852 0,481 NPLt-1 -6,1462 0,070 AR(2) 0,530 Hansen 0,898
Kết quả thực nghiệm thu được từ bảng 4.4 cho thấy có sự đồng nhất giữa chiều
tác động của các biến đối với biến phụ thuộc, khơng có sự mâu thuẫn giữa chiều các biến giải thích đối với biến phụ thuộc qua các phương pháp hồi quy. Mơ hình hồi quy
cho thấy các biến GrGDP, INF, ROA, OPE, LA có bằng chứng tác động cùng chiều đến biến phụ thuộc NPL có ý nghĩa thống kê, ngược lại các AWPR, UNE, LLP,
lnSIZE cho thấy mối quan hệ nghịch chiều đối với biến phụ thuộc có bằng chứng ý nghĩa thống kê.
Ở phần kết quả của GMM ta thấy giá trị Hansen bằng 0,898 lớn hơn 0,05; cho thấy các biến cơng cụ được hồi quy trong mơ hình GMM là hợp lệ và có tính đầy đủ,
AR(2) bằng 0.530 lớn 0,05 cũng thỏa mãn dữ kiện của phương pháp GMM mơ hình kiểm sốt 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 sử dụng phương pháp GMM là kết quả
chính cho bài nghiên cứu.
4.8.3. Các biến có ý nghĩa thống kê
Yếu tố tốc độ tăng trưởng GrGDP cho thấy có bằng chứng có ý nghĩa thống kê ở hầu hết các mơ hình, trong đó có ý nghĩa cao nhất với p-value là 0,002 nhỏ hơn 1% như vậy hệ số hồi quy này có ý nghĩa thống kê tại mức 15. Kết quả mối quan hệ nghịch biến GrGDP và nợ xấu có nghĩa rằng biến GrGDP có tác động ngược chiều tới biến phụ thuộc trong mơ hình-tỷ lệ nợ xấu của Ngân hàng (Non-performing Loans). Kết quả này với độ tin cậy cao là cơ sở để chấp nhận giả thuyết H1: Tăng trưởng GDP
có tác động ngược chiều tới tỷ lệ nợ xấu các ngân hàng thương mại.
Quan hệ ngược chiều giữa tăng trưởng kinh tế và nợ xấu tìm thấy ở Việt Nam
trong giai đoạn nghiên cứu củng cố giả thuyết “bad luck” của Berger (1997), sự kiện
bên ngồi khơng kiểm sốt được làm gia tăng các khoản vay có vấn đề đối với ngân
hàng. Thực trạng nền kinh tế trong giai đoạn nghiên cứu 2008–2016 xảy ra khủng hoảng kinh tế thế giới năm 2008, đến giai đoạn hiện nay nền kinh tế các thị trường xuất khẩu của các doanh nghiệp ở Việt Nam như Mỹ, Liên minh châu Âu EU vẫn còn chậm phục hồi, nền kinh tế Nhật Bản suy thoái. Thị trường kinh doanh xuất khẩu khó khăn trong khi thị trường trong nước cũng khơng có dấu hiệu thay đổi. Doanh nghiệp
vay nợ đối diện thách thức về phát triển thị trường đầu ra và dòng tiền trong nền kinh
tế khó khăn dẫn tới giảm khả năng trả nợ và gia tăng nợ xấu ngân hàng.
Bên cạnh đó, luận văn tìm thấy kết quả thể hiện biến tỷ lệ lam phát (INF) có tác động cùng chiều đối với tỷ lệ nợ xấu của NHTM. Yếu tố NIF cho thấy có bằng chứng
có ý nghĩa thống kê ở mơ hình, trong đó có ý nghĩa cao nhất với p-value là 0,061 nhỏ
hơn 10% ở mơ hình được chọn GMM. Kết quả mối quan hệ đồng biến INF và nợ xấu
của Ngân hàng (Non-performing Loans). Kết quả này với độ tin cậy cao là cơ sở để chấp nhận giả thuyết H2: Tỷ lệ lạm phát có tác động cùng chiều đến tỷ lệ nợ xấu các
NHTM.
Đối với tỷ lệ lạm phát kết quả thực nghiệm cho thấy thực trạng Việt Nam tỷ lệ lạm phát tác động cùng chiều tới nợ xấu ngân hàng thương mại ủng hộ quan điểm của
Pasha (2009); Kasselaki và Tagkalakis (2013); Chang (2002); Shingjergji (2013). Xu
hướng lạm phát tăng làm chi phí đi vay tăng không bù đắp được việc mất giá các khoản nợ. Nguyên nhân là do quy mô nợ xấu đang ở mức cao, tương đương với quy
mô vốn chủ sở hữu của cả hệ thống ngân hàng, nên các NHTM cũng không muốn cho vay, một mặt đảm bảo thanh khoản, mặt khác lo ngại nợ xấu gia tăng.
Ngồi ra, lạm phát tăng cao có thể cịn do một ngun nhân khác, đó là người
mua trong nước sắn sàng trả mức giá cao hơn so với giá năm trước, thể hiện cầu trong
nước tăng lên. Cầu nội địa tăng đồng nghĩa với điều kiện kinh doanh thuận lợi, doanh nghiệp bán được lượng hàng với giá cao hơn, từ đó tạo điều kiện thuận lợi trong dòng tiền để tài trợ cho các khoản vay, doanh nghiệp tăng khả năng trả nợ ngân hàng, do đó tỷ lệ nợ xấu của các NHTM giảm.
Yếu tố UNE có hệ số hồi quy là 1,5919 với giá trị p-value là 0,001 cho thấy hệ số hồi quy này có ý nghĩa thống kê ở mức 1%. Hệ số hồi quy thể hiện tỷ lệ có tác động cùng chiều đối với tỷ lệ nợ xấu các ngân hàng và có ý nghĩa trong mơ hình
GMM. Kết quả phù hợp với giả thuyết H3: Tỷ lệ thất nghiệp có tác động cùng chiều đến tỷ lệ nợ xấu các NHTM.
Tỷ lệ thất nghiệp (UNE) có quan hệ cùng chiều với nợ xấu NHTM, tỷ lệ thất nghiệp tăng thể hiện việc giảm quy mô hoặc phá sản, nhân viên bị sa thải, xuất phát từ
môi trường kinh doanh không thuận lợi, các dự án đầu tư mở rộng sản xuất kinh doanh
bị thu hẹp hoặc khơng có xu hướng phát triển buộc doanh nghiệp cắt giảm chi phí biến đổi. Trong những trường hợp cắt giảm nhân viên nghiêm trọng có thể là biểu hiện của
phá sản. Điều này đồng nghĩa với việc doanh nghiệp mất khả năng thanh toán nợ, các nhân viên bị sa thải cũng mất khả năng thanh toán nếu họ đang sở hữu một khoản nợ
ngân hàng. Do đó thực nghiệm Việt Nam mối quan hệ giữa tỷ lệ thất nghiệp và tỷ lệ nợ xấu ngân hàng mối quan hệ cùng chiều là phù hợp. Kết quả thực nghiệm Việt Nam
trong giai đoạn 2008-2016 cũng cố quan điểm Joseph và các cộng sự (2012), Louzis và các cộng sự (2011).Thực trạng trong giai đoạn 2008– 2016 các doanh nghiệp Việt
Nam rơi vào tình trạng khó khăn, số lượng doanh nghiệp phá sản tăng nhanh, riêng 9
tháng đầu năm 2016, gần 70 nghìn doanh nghiệp phá sản và dừng hoạt động, phù hợp với thực trạng nợ xấu tăng nhanh.
Mơ hình hồi quy cho thấy kết quả thực nghiệm chứng minh tồn tại mối quan hệ
giữa tỷ lệ chi phí trên thu nhập (OPE) và nợ xấu NHTM. Tỷ lệ chi phí trên thu nhập
(OPE) có hệ số hồi quy là -0.0222 với giá trị P-value = 0.048 nhỏ hơn mức ý nghĩa
xem xét α= 0.1 như vậy hệ số hồi quy này có ý nghĩa thống kê. Tác giả đưa ra kết luận
rằng tỷ lệ chi phí trên thu nhập tác động ngược chiều với nợ xấu của NHTM với mức ý nghĩa 5% ở mơ hình GMM. . Điều này bác bỏ giả thuyết H5: Tỷ lệ chi phí trên thu
nh¾p có tác động cùng chiều đến tỷ lệ nợ xấu các NHTM.
Thực trạng tại Việt Nam hiện nay khi chi phí hoạt động tăng thêm có thể là biểu hiện cồng kềnh và hoạt động không hiệu quả của NHTM, làm tăng khả năng nợ xấu.
Có thể liệt kê một số ngân hàng có chi phí hoạt động tăng nhưng tỷ lệ nợ xấu giảm xuống như: Ngân hàng Công thương giai đoạn 2009-2011, Ngân hàng Đầu tư và phát triển 2008-2010,…
Yếu tố tỷ suất sinh lời trên tài sản (ROA) cho thấy hệ số hồi quy là -1,0705 và
có ý nghĩa với p-value là 0,003 nhỏ hơn 1% ở mơ hình được chọn GMM. Kết quả thể
hiện mối quan hệ nghịch biến ROA với tỷ lệ nợ xấu của Ngân hàng Thương mại. Kết quả này với độ tin cậy cao là cơ sở để chấp nhận giả thuyết H6: Suất sinh lợi tài sản có
tác động ngược chiều đến tỷ lệ nợ xấu các NHTM.
hàng có suất sinh lợi tài sản cao-hiệu quả tài chính trong sử dụng tài sản tốt hơn, mang
tới lợi nhuận nhiều hơn sẽ ít bị áp lực tăng trưởng tín dụng bất chấp những quan hệ tín dụng không đảm bảo chất lượng.
Biến tỷ lệ dư nợ tín dụng trên tổng tài sản (LA) có ý nghĩa cao nhất với p-value
là 0,000 nhỏ hơn 1% ở mơ hình được chọn GMM, như vậy có thể kết luận rằng tỷ lệ dư nợ tín dụng trên tổng tài sản có mối tương quan với tỷ lệ nợ xấu với ý nghĩa thống
kê tại mức 1%. Tuy nhiên, hệ số hồi quy giữa LA và NPL là -0,1072. Cho nên kết quả bác bỏ giả thuyết H7: Tỷ lệ dư nợ tín dụng trên tổng tài sản có tác động cùng chiều đến
tỷ lệ nợ xấu các NHTM.
Qua dữ liệu thu thập được, nhìn chung các ngân hàng giai đoạn 2013-2015 đều có tỷ lệ dư nợ trên tổng tài sản cao nhưng tỷ lệ nợ xấu lại giảm so với những năm trước
đó. Kết quả này là do có sự can thiệp của Chính phủ sau khi nhận định được tầm quan trọng của vấn đề nợ xấu của hệ thống ngân hàng với đề án cơ cấu lại hệ thống các
TCTD giai đoạn 2011-2015.
Biến tỷ lệ nợ xấu năm trước (NPLt-1) cho thấy có bằng chứng có ý nghĩa thống kê ở hầu hết các mơ hình, trong đó có ý nghĩa với p-value là 0,070 nhỏ hơn 10% ở mơ
hình được chọn GMM. Kết quả mối quan hệ nghịch biến NPLt-1 và nợ xấu có nghĩa rằng biến NPLt-1 có tác động ngược chiều tới biến phụ thuộc trong mơ hình - tỷ lệ nợ xấu của Ngân hàng với hệ số hồi quy là -6,1462. Điều này dẫn đến bác bỏ giả thuyết
H10: Tỷ lệ nợ xấu năm trước có tác động cùng chiều đến tỷ lệ nợ xấu các NHTM.
Tỷ lệ nợ xấu năm trước (NPLt-1) có mối quan hệ ngược chiều với NPL. Khi nợ xấu năm trước chưa được xử lý hồn tồn sẽ tác động đến tình hình nợ xấu ở năn hiện tại. Nợ xấu năm trước cao vẫn tiếp tục ảnh hưởng đến việc xác định mức nợ xấu mà
NHTM sẽ phải đối mặt trong những năm tiếp theo. Kết quả thực nghiệm Việt Nam củng cố quan điểm các nghiên cứu Dash và Kabra (2010), Das and Gosh (2007), Jalan
(2001).
4.8.4. Các biến khơng có ý nghĩa thống kê
Tuy nhiên nghiên cứu đã được bằng chứng thực nghiệm thấy Lãi suất cho vay
trung bình (AWPR) với p-value là 0,678 lớn hơn 10% cho nên khơng có ý nghĩa trong mơ hình GMM. Do đó giả thuyết H4 sẽ khơng có được kết luận bác bỏ hay chấp nhận
và kỳ vọng về dấu của tác giả ban đầu cũng không phù hợp.
Theo ý kiến của Nguyễn Đức Hùng Linh (2017) tại thời điểm hiện tại, NHNN đang kiểm soát chặt chẽ các ngân hàng để tránh đua lãi luất như 5-6 năm về trước.
Ngồi ra, các NHTM có bao nhiêu nợ xấu có thể bán cho VAMC và nhận về trái phiếu. Năm 2016, các NHTM đã bán được 284 nghìn tỷ, bù đắp thanh khoản nên rủi ro
thanh khoản xuất phát từ nợ xấu là khơng lớn.
Mơ hình hồi quy chưa tìm thấy kết quả thực nghiệm chứng minh tồn tại mối quan
hệ giữa Dự phòng rủi ro cho các khoản nợ xấu (LLP) và nợ xấu NHTM.
Hiện nay, khi các ngân hàng trên Thế giới đã đề cập đến việc áp dụng chuẩn mực Basel 3 để hạn chế rủi ro cho ngân hàng thì tại Việt Nam, việc áp dụng Basel 2 vẫn còn hạn chế do kỹ thuật phức tạp và chi phí cao. Mặc dù các quy định trong những năm gần đây của NHNN như Quyết định 493/2005/QĐ-NHNN, Thông tư số 13, 19 năm 2010, Thông tư 02 năm 2013 cũng đã đề cập tới một số vấn đề liên quan tới các điều khoản trong hiệp định Basel những vẫn cịn hạn chế. Vì vậy, việc phân loại nợ cũng như trích lập dự phịng ở Việt Nam còn nhiều điểm khác so với Thế giới. Bên cạnh đó, khoản trích lập dự phịng được hạch tốn vào chi phí hoạt động nên các ngân
hàng có thiên hướng ghi nhận mức dự phòng cao hơn thực tế để có được lợi ích từ việc
giảm thuế.
Kết quả hồi quy biến LnSIZE cho ra hệ số là 0,2852 với giá trị p-value= 0.481 lớn hơn rất nhiều so với mức ý nghĩa thống kê cho phép 10% như vậy hệ số hồi quy biến này khơng có ý nghĩa về mặt thống kê. Mơ hình hồi quy chưa tìm thấy kết quả thực nghiệm chứng minh tồn tại mối quan hệ giữa Qui mô ngân hàng (LnSIZE) và nợ xấu Ngân hàng Thương mại. Do đó giả thuyết H4 sẽ khơng có được kết luận bác bỏ
hay chấp nhận và kỳ vọng về dấuvới giả thuyết H9: Qui mơ ngân hàng có tác động ngược chiều đến tỷ lệ nợ xấu các NHTM.
Kết luận nghiên cứu này cũng giống với nghiên cứu trước đây của tác giả
Khemraj and Pasha (2009) cho rằng các ngân hàng lớn không hẳn là hiệu quả hơn
trong việc kiểm tra khách hàng vay khi so sánh với các ngân hàng nhỏ hơn, như vậy
có nghĩa là Quy mơ Ngân hàng khơng giải thích cho việc quản lý chất lượng tín dụng
TĨM TẮT CHƯƠNG 4
Trong chương 4, đề tài đã tiến hành phân tích, lựa chọn mơ hình phù hợp nhằm nghiên cứu các yếu tố vi mô và vĩ mô tác động đến nợ xấu của NHTM từ năm 2008 đến 2016. Các kết quả của mơ hình hồi qui lần lượt được trình bày, xác định các biến ảnh hưởng đến nợ xấu có ý nghĩa thống kê, phân tích các hệ số hồi quy từ đó biết được mối tương quan giữa biến phụ thuộc và biến độc lập. Từ đó xem xét mối tương quan
trong thực trạng thực tế tại Việt Nam từ đó có ý tưởng hình thành những giải pháp cho
CHƯƠNG 5. KẾT LUẬN VÀ KIẾN NGHỊ
5.1.KẾT LUẬN
Nghiên cứu này được thực hiện nhằm xác định các yếu tố ảnh hưởng đến tỷ lệ nợ
xấu các NHTM tại Việt Nam trong giai đoạn 2008-2016. Các chỉ tiêu phản ánh môi trường kinh tế vĩ mô trong nghiên cứu bao gồm: (i) tăng trưởng GDP; (ii) tỷ lệ lạm
phát; (iii) tỷ lệ thất nghiệp; (iv) lãi suất cho vay trung bình. Bên cạnh đó các biến vi
mô phản ảnh môi trường nội bộ trong ngân hàng, cụ thể: (i) tỷ lệ chi phí trên thu
nh¾p; (ii) suất sinh lợi tài sản; (iii) tỷ lệ dư nợ tín dụng trên tổng tài sản; (iv) dự
phịng rủi ro cho các khoản nợ xấu; (v) tăng trưởng tín dụng; (vi) quy mơ ngân hàng;
(vii) tỷ lệ nợ xấu năm trước.
Tác giả lược khảo các cơ sở lý thuyết để làm tiền đề xây dựng các giả thuyết
nghiên cứu của luận văn. Tiếp sau đó, dữ liệu nghiên cứu gồm 29 ngân hàng thương mại trong giai đoạn 2008-2016, tổng cộng gồm 261 quan sát được lựa chọn và sử dụng
trong nghiên cứu này. Luận văn sử dụng phương pháp hồi quy GMM (Generalized
method of moments) để ước lượng và khắc phục hiện tượng phương sai thay đổi, tự tương quan và nội sinh.
Với phương pháp GMM, nghiên cứu đã tìm thấy được bằng chứng định lượng để kết luận rằng: tồn tại mối quan hệ trái chiều giữa tăng trưởng GDP, lãi suất cho vay
trung bình, suất sinh lợi tài sản, tỷ lệ dư nợ tín dụng trên tổng tài sản và tỷ lệ nợ xấu năm
trước với tỷ lệ nợ xấu các NHTM tại Việt Nam. Điều này đồng nghĩa với việc khi kinh tế
tăng trưởng hoặc khi suất sinh lợi tài sản, tỷ lệ dư nợ tín dụng trên tổng tài sản hay tỷ lệ nợ xấu năm trước bên trong ngân hàng tăng thì tỷ lệ nợ xấu các NHTM có chiều hướng giảm xuống trong giai đoạn 2008-2016. Ngược lại với mối quan hệ trên, tỷ lệ lạm phát, tỷ
lệ thất nghiệp, tỷ lệ chi phí trên thu nh¾p, dự phịng rủi ro các khoản nợ xấu và qui mơ
ngân hàng có mối tương quan cùng chiều với tỷ lệ nợ xấu. Khi lạm phát, thất nghiệp biến
động tăng hay tỷ lệ chi phí trên thu nhập, dự phịng rủi ro các khoản nợ xấu và qui mô
ngân hàng lãi suất cho vay tăng lên sẽ khiến ngân hàng gặp khó khăn trong việc thu hồi