Ảnh hưởng của vốn chủ sở hữu đến tỉ lệ dự phòng rủi ro tín dụng tại các ngân hàng thương mại Việt Nam

Nội dung text: Ảnh hưởng của vốn chủ sở hữu đến tỉ lệ dự phòng rủi ro tín dụng tại các ngân hàng thương mại Việt Nam

1. TẠP CHÍ KHOA HỌC TRƯỜNG ĐẠI HỌC TRÀ VINH, SỐ 39, THÁNG 9 NĂM 2020 DOI: 10.35382/18594816.1.39.2020.565 ẢNH HƯỞNG CỦA VỐN CHỦ SỞ HỮU ĐẾN TỈ LỆ DỰ PHÒNG RỦI RO TÍN DỤNG TẠI CÁC NGÂN HÀNG THƯƠNG MẠI VIỆT NAM Phan Thị Hương1, Nguyễn Trung Đông2 CAPITAL AND CREDIT RISK: AN EMPIRICAL STUDY ON VIETNAMESE BANKS Phan Thi Huong1, Nguyen Trung Dong2 Tóm tắt – Nghiên cứu cung cấp bằng research results also demonstrate that there chứng thực nghiệm về sự tác động của vốn is a nonlinear relationship between the credit chủ sở hữu đến tỉ lệ dự phòng rủi ro tín dụng risk provision ratio and the equity ratio. tại các ngân hàng thương mại Việt Nam giai The study provided more information on the đoạn 2006 – 2018. Kết quả cho thấy, có mối factors affecting banks’ credit risk provisions. quan hệ đồng biến giữa tỉ lệ vốn chủ sở hữu From researching the results of the study, it đến tỉ lệ dự phòng rủi ro tín dụng. Ngoài ra, is possible to give genuine implications in kết quả nghiên cứu cũng cho thấy, có mối controlling the impacts of equity to the credit quan hệ phi tuyến giữa tỉ lệ dự phòng rủi ro risk provision ratio of commercial banks. tín dụng và tỉ lệ vốn chủ sở hữu. Nghiên cứu Keywords: commercial banks, credit risk, cung cấp thêm một thông tin về các nhân tố owner’s capital, provision rate. tác động đến dự phòng rủi ro tín dụng của ngân hàng. Từ kết quả nghiên cứu, chúng tôi I. GIỚI THIỆU đưa ra hàm ý chính sách trong việc kiểm soát T í n dụng luôn là hoạt động mang lại nguồn tác động của vốn chủ sở hữu, quy mô ngân lợi nhuận lớn nhất c h o các ngân hàng thương hàng, tỉ lệ lạm phát đến tỉ lệ dự phòng rủi mại (NHTM). Lợi nhuận càng cao thì rủiro ro tín dụng của các ngân hàng thương mại. càng lớn. Trong xu thế hội nhập kinh tế, tăng T ừ khóa: ngân hàng thương mại, rủi trưởng tín dụng là mục tiêu quan trọng hàng r o tín dụng, tỉ lệ dự phòng, v ố n c h ủ sở hữu. đầu của các NHTM. T u y nhiên, việc tăng trưởng tín dụng q u á nhanh sẽ dẫn đến chất Abstract – The study provides experimen- lượng tín dụng không được kiểm soát. Điều tal evidence about the effects of owner’s capi- này sẽ g â y ra những hậu q u ả c h o hệ thống tal on credit risk provision rate at Vietnamese ngân hàng như nợ xấ u tăng, lợi nhuận sụt Commercial Banks during the period from giảm, khả năng thanh toán giảm. R ủ i ro lớn 2006 to 2018. The results show that this nhất mà các NHTM phải đối mặt là rủiro tín is a positive relationship. In addition, the dụng. Như v ậ y , có thể thấy rằng, rủi ro tín 1,2 Trường Đại học T à i chính - Marketing dụng là một trong những mối lo ngại rất lớn Ngày nhận bài: 17/4/2020; Ngày nhận k ế t quả bình duyệt: của các NHTM. R ủ i ro này không những ảnh 15/5/2020; Ngày chấp nhận đăng: 14/8/2020 hưởng trực tiếp đến k ế t q u ả hoạt động v à uy Email: huongphan@ufm.edu.vn tín của ngân hàng mà nó còn quyết định sự 1,2 University of Finance - Marketing Received date: 17th April 2020; Revised date: 15th May tồn tại v à phát triển của ngân hàng. R ủ i ro tín 2020; Accepted date: 14th August 2020 dụng làm c h o giá trị tài sản của ngân hàng 25
2. TẠP CHÍ KHOA HỌC TRƯỜNG ĐẠI HỌC TRÀ VINH, SỐ 39, THÁNG 9 NĂM 2020 KINH TẾ - XÃ HỘI giảm sút, làm mất vốn và sẽ ảnh hưởng đến 01/3/2012 [3]. Việc quản trị vốn không chặt khả năng thanh toán của ngân hàng. Bessis chẽ có thể làm giảm hoạt động kinh doanh [1] nhấn mạnh rằng, ngân hàng cần đặc biệt thu lợi nhuận của ngân hàng, gây ra tổn thất quan tâm đến rủi ro tín dụng vì chỉ cần một về tài chính, giảm giá trị thị trường của vốn số lượng nhỏ các khách hàng chính của ngân ngân hàng. hàng mất khả năng thanh toán cũng có thể Nhiều công trình nghiên cứu về các yếu dẫn đến những tổn thất lớn cho ngân hàng. tố ảnh hưởng đến tỉ lệ dự phòng rủi ro tín Việc trích lập dự phòng rủi ro tín dụng là dụng đã được thực hiện. Đa số các nghiên phương pháp mà các ngân hàng sử dụng để cứu tiếp cận từ nhiều khía cạnh khác nhau bù đắp những tổn thất rủi ro tín dụng gây ra. như tỉ lệ dự phòng rủi ro tín dụng trong quá Điều 10, 11 của Thông tư 02/2013/TTNHNN khứ, tốc độ tăng trưởng tín dụng, nợ xấu, tỉ ngày 21/1/2013 về phân loại nợ và trích lập lệ lãi cận biên hay tỉ lệ lạm phát. Tại Việt dự phòng viết: ‘Dự phòng rủi ro tín dụng là Nam, số lượng các nghiên cứu đánh giá mức khoản tiền được trích lập để dự phòng cho độ ảnh hưởng của vốn chủ sở hữu đến tỉ lệ dự những tổn thất có thể xảy ra do khách hàng phòng rủi ro tín dụng chưa nhiều. Phần lớn của tổ chức tài chính quy mô nhỏ không thực các nghiên cứu đánh giá mối quan hệ tuyến hiện nghĩa vụ theo cam kết vay’ [2]. Về mặt tính giữa các yếu tố ảnh hưởng đến tỉ lệ dự quản lí, tỉ lệ dự phòng rủi ro tín dụng được sử phòng rủi ro tín dụng. Trên cơ sở đó, trong dụng như một công cụ để kiểm soát rủi ro tín nghiên cứu này, tác giả tiến hành kiểm định dụng. Để góp phần hạn chế rủi ro, việc phân mối quan hệ phi tuyến về ảnh hưởng của vốn tích các yếu tố tác động đến tỉ lệ dự phòng chủ sở hữu đến tỉ lệ dự phòng rủi ro tín dụng rủi ro tín dụng của ngân hàng có vai trò quan tại các NHTM Việt Nam. Kết quả nghiên cứu trọng đối với các nhà quản trị. Trong các yếu sẽ cung cấp thêm bằng chứng thực nghiệm tố đó, đặc biệt, chúng ta phải kể đến vốn chủ về ảnh hưởng của vốn chủ sở hữu đến rủi ro sở hữu. Vì vậy, vốn chủ sở hữu cũng mang tín dụng tại các NHTM Việt Nam. những đặc điểm riêng biệt. Vốn chủ sở hữu là một trong những nguồn tài trợ thường xuyên của các NHTM. Vốn chủ sở hữu hoàn toàn II. TỔNG QUAN NGHIÊN CỨU có thể âm nếu nợ phải trả vượt quá tài sản. A. Cơ sở lí thuyết và giả thuyết nghiên cứu Vốn chủ sở hữu được xem như một tấm đệm chống đỡ rủi ro, bảo vệ tiền gửi và các quỹ Hầu hết các nghiên cứu trước đều tập trung bảo hiểm tiền gửi. NHTM lấy vốn chủ sở hữu chủ yếu vào các lí thuyết. làm bàn đạp ban đầu và ngân hàng không - Lí thuyết rủi ro đạo đức (Moral hazard) ngừng huy động tiền của các chủ thể khác Theo Keeton and Morris [4], vốn chủ sở trong xã hội để tài trợ cho các hoạt động của hữu ngân hàng thấp sẽ làm gia tăng rủi ro ngân hàng. Chiếc bàn đạp này đóng vai trò đạo đức vì rủi ro của các khoản vay cũng sẽ quan trọng trong việc duy trì các hoạt động tăng theo, dẫn đến nợ xấu cũng gia tăng. Như thường nhật và khả năng phát triển lâu dài vậy, theo lí thuyết này, mối quan hệ giữa vốn của ngân hàng. Vốn chủ sở hữu và tín dụng chủ sở hữu ngân hàng và rủi ro tín dụng là phải đảm bảo tính an toàn trong hoạt động ngược chiều. Điều này có nghĩa là, khi vốn bảo vệ mỗi ngân hàng và cả hệ thống ngân chủ sở hữu tăng thì rủi ro giảm. Các nghiên hàng. Điều này còn quan trọng hơn nữa khi cứu thực nghiệm ủng hộ lí thuyết này có thể ngành ngân hàng Việt Nam vừa trải qua giai kể đến như Berger et al. [5], Mustafa et al. đoạn đầu tiên trong quá trình tái cơ cấu ngành [6], Nguyễn Thị Hồng Vinh và cộng sự [7], theo Đề án Cơ cấu lại hệ thống các tổ chức Nguyễn Thị Tuyết Nga [8]. tín dụng giai đoạn 2011 – 2015 được ban - Lí thuyết về quản lí (Regulatory Hypoth- hành theo Quyết định số 254/QĐ-TT ngày esis) 26
3. TẠP CHÍ KHOA HỌC TRƯỜNG ĐẠI HỌC TRÀ VINH, SỐ 39, THÁNG 9 NĂM 2020 KINH TẾ - XÃ HỘI Lí thuyết về quản lí đưa ra hoàn toàn ngược tín dụng. Việc chạy đua theo lợi nhuận sẽ làm lại so với lí thuyết về rủi ro đạo đức. Theo lí cho ngân hàng trở nên thiếu kiểm soát trong thuyết này, nhà quản lí thường yêu cầu ngân công tác cho vay. Nợ xấu tăng lên, ngân hàng hàng tăng vốn chủ sở hữu tương ứng với mức cần trích lập dự phòng rủi ro tín dụng nhiều độ rủi ro tín dụng. Lí thuyết này cho rằng, hơn. Việc tăng trưởng tín dụng mạnh dẫn đến mối quan hệ giữa vốn ngân hàng và rủi ro rủi ro cao hơn với độ trễ từ hai đến bốn năm. tín dụng được xác định là cùng chiều. Điều Cũng theo các nghiên cứu có liên quan, Wall này có nghĩa là khi rủi ro tăng thì vốn chủ [15] cho rằng, việc áp dụng đúng các chuẩn sở hữu cũng tăng theo. Các nghiên cứu phù mực về quản trị vốn sẽ giúp các NHTM tối hợp với lí thuyết này phải kể đến nghiên cứu thiểu hóa việc phá sản, giúp các NHTM hoạt của Pettway [9], Shrieves and Dahl [10]. động ổn định. Các ngân hàng đủ tiêu chuẩn - Lí thuyết chi phí đại diện (Agency Cost) về an toàn vốn có kết quả kinh doanh tốt Lí thuyết này đề cập đến chi phí đại diện hơn những ngân hàng không đủ tiêu chuẩn của vốn chủ sở hữu phát sinh do tình trạng an toàn vốn, việc này biểu hiện qua kết quả bất cân xứng thông tin giữa người quản lí và huy động vốn, kết quả hoạt động tín dụng chủ sở hữu doanh nghiệp. Do đó, để giảm chi và kết quả kinh doanh. Crouhy et al. [16] phí đại diện, doanh nghiệp có xu hướng tăng cho rằng, rủi ro tín dụng phát sinh trong quá cường sử dụng nợ vay. Theo Jensen [11], khi trình cấp tín dụng biểu hiện qua việc khách tỉ số nợ tăng lên, nhà quản lí thận trọng hơn hàng không muốn hay không thể thực hiện trong các quyết định về sử dụng vốn vay và nghĩa vụ trả nợ đúng hạn. Theo giả thuyết việc quản lí doanh nghiệp hiệu quả hơn. của Keeton and Morris [17], nhóm tác giả đã thực hiện nghiên cứu trên các NHTM Mĩ giai đoạn 1979 – 1985. Kết quả nghiên cứu B. Các nghiên cứu có liên quan cho thấy, rủi ro tín dụng gia tăng đối với Để đảm bảo hệ thống ngân hàng hoạt động ngân hàng có tỉ lệ vốn chủ sở hữu trên tài một cách liên tục và ổn định, Hiệp ước Basel sản tương đối thấp. Mối liên hệ ngược chiều ra đời để quy định các vấn đề về an toàn hoạt giữa rủi ro và các chỉ số vốn cũng được tìm động cho từng NHTM và cho cả hệ thống thấy trong nghiên cứu của Louzis et al. [18]. ngân hàng [12]. Một trong những quy định Berger et al. [5] nghiên cứu thực nghiệm tại đó là việc trích lập tỉ lệ dự phòng rủi ro tín 42 ngân hàng châu Á giai đoạn 1998 – 2003. dụng. Mục đích của việc trích lập tỉ lệ dự Kết quả cho thấy, vốn chủ sở hữu trên tổng phòng rủi ro tín dụng chính là hạn chế việc tài sản có quan hệ ngược chiều đến rủi ro ngân hàng chạy theo lợi nhuận, tăng cường tín dụng, nhưng đối với các ngân hàng có đầu tư vào các lĩnh vực rủi ro cao nhằm đảm sức mạnh thị trường, hiệu ứng này càng suy bảo cho NHTM hoạt động một cách ổn định. yếu đáng kể, thậm chí có thể bị đảo ngược. Thế giới cũng đã có nhiều nghiên cứu về Nghiên cứu tiên phong của Pettway [9] khám các yếu tố ảnh hưởng đến rủi ro tín dụng. phá mối quan hệ giữa cấu trúc vốn và rủi ro Theo nghiên cứu của Brownbridge [13], lãi tín dụng của các ngân hàng Mĩ, kết quả cho suất cho vay cao sẽ làm nợ xấu tăng lên và thấy mối quan hệ giữa vốn chủ sở hữu trên nó ảnh hưởng trực tiếp đến lợi nhuận của tổng tài sản và rủi ro tín dụng là cùng chiều. ngân hàng. Khi tỉ lệ nợ xấu tăng thì tỉ lệ dự Shrieves and Dahl [10] cũng thông qua dữ phòng rủi ro tín dụng của ngân hàng cũng liệu của Mĩ và đạt được kết quả giữa hai yếu tăng để có thể bù đắp những rủi ro có thể tố là cùng chiều. Mustafa et al. [6] nghiên xảy ra. Hess et al. [14] nghiên cứu tốc độ cứu các yếu tố ảnh hưởng tới lợi nhuận của tăng trưởng tín dụng và dự phòng rủi ro tín ngân hàng cho thấy rằng dự phòng rủi ro tín dụng. Kết quả cho thấy, tín dụng tăng trưởng dụng có mối quan hệ nghịch biến với tỉ lệ quá nhanh dễ dẫn đến sự suy giảm chất lượng lợi nhuận trên tổng tài sản. Marko et al. [19] 27
4. TẠP CHÍ KHOA HỌC TRƯỜNG ĐẠI HỌC TRÀ VINH, SỐ 39, THÁNG 9 NĂM 2020 KINH TẾ - XÃ HỘI đã kiểm tra mối quan hệ phi tuyến giữa tỉ cứu còn cho thấy các yếu tố tác động đến khả lệ lợi nhuận trên vốn chủ sở hữu và tỉ số tài năng sinh lời và rủi ro tín dụng ngân hàng chính của 10 ngành công nghiệp lớn ở Mĩ bao gồm tăng trưởng tín dụng, quy mô ngân và Nhật Bản trong 05 năm. Nhóm tác giả hàng, GDP và lạm phát. sử dụng mô hình CAPM để xác định tỉ lệ lợi nhuận trên vốn chủ sở hữu. Kết quả cho III. DỮ LIỆU, MÔ HÌNH VÀ thấy, có mối quan hệ phi tuyến giữa tỉ lệ lợi PHƯƠNG PHÁP NGHIÊN CỨU nhuận trên vốn chủ sở hữu và các tỉ số tài A. Dữ liệu nghiên cứu chính trên mẫu nghiên cứu. Hasan and Wall Nghiên cứu sử dụng mẫu nghiên cứu có [20] nghiên cứu các yếu tố quyết định đến dạng dữ liệu bảng (panel data) được trích việc mất khoản vay cho thấy có mối quan hệ xuất từ báo cáo tài chính đã được kiểm toán đồng biến giữa tỉ lệ nợ xấu và trích lập dự của 22 NHTM cổ phần Việt Nam công bố phòng rủi ro tín dụng. Ngoài ra, nghiên cứu trên website của ngân hàng trong giai đoạn còn cho thấy tỉ lệ nợ không thu hồi được và từ năm 2006 đến năm 2018. Sau khi đã loại tỉ lệ cho vay trên tổng tài sản đồng biến với ra một số NHTM cổ phần không thu thập biến trích lập dự phòng rủi ro tín dụng. được đầy đủ dữ liệu trong khoảng thời gian Tại Việt Nam, Nguyễn Thị Hồng Vinh và trên, bộ dữ liệu thu thập được cho mẫu nghiên cộng sự [7] đã tiến hành nghiên cứu tác động cứu bao gồm 286 quan sát. của vốn ngân hàng đến khả năng sinh lời và rủi ro tín dụng tại các NHTM Việt Nam. Kết quả của nhóm nghiên cứu cho thấy, có sự B. Mô hình nghiên cứu tác động ngược chiều từ vốn chủ sở hữu đến Với các biến được liệt kê trong Bảng 1, để khả năng sinh lời và rủi ro tín dụng của các kiểm định ảnh hưởng của vốn chủ sở hữu và NHTM Việt Nam. Nghiên cứu của Lê Thanh tỉ lệ dự phòng rủi ro tín dụng, nghiên cứu này Ngọc và cộng sự [21] phát hiện các ngân sử dụng mô hình hồi quy đa biến. Kế thừa hàng có hệ số CAR thấp hơn mức quy định nghiên cứu của Mustafa et al. [4], Marko et 9% có xu hướng cơ cấu lại tài sản. Bằng cách al. [16], Nguyễn Thị Tuyến Nga [6], Nguyễn giảm tài sản có hệ số rủi ro cao, thay vì gia Thị Kim Anh [19], chúng tôi xây dựng mô tăng vốn chủ sở hữu. Sự gia tăng vốn chủ hình nghiên cứu ảnh hưởng của vốn chủ sở sở hữu của các ngân hàng chịu ảnh hưởng hữu đến tỉ lệ dự phòng rủi ro tín dụng tại các bởi các nhân tố: quy mô tài sản, tỉ suất sinh NHTM Việt Nam như sau: lợi của tài sản và mức độ thay đổi vốn chủ LLRi,t = β0 + β1LLRi,t−1 + β2CAPi,t + sở hữu của kì trước. Tiếp nối chuỗi nghiên β3CAP2i,t + β4LTDi,t + β5SIZEi,t + cứu trên, Nguyễn Thị Tuyết Nga [8] đánh giá β6INFi,t + εi,t tác động của vốn chủ sở hữu đến rủi ro tín (i: ngân hàng, t: năm) dụng tại hệ thống NHTM Việt Nam giai đoạn Trong đó: i = 1,2,. . . , n (với n: số lượng 2008-2015. Kết quả nghiên cứu cho thấy, nếu ngân hàng) ; t = 1,2,. . . , T (với T là thời gian tỉ lệ vốn tăng thì rủi ro tín dụng giảm, khi quan sát trong mô hình được tính theo năm). rủi ro tín dụng giảm đến một ngưỡng nhất Trên cơ sở lí thuyết và các nghiên cứu liên định thì ngân hàng hoạt động không hiệu quả. quan đã được đề cập đến, trong nghiên cứu Nghiên cứu của Nguyễn Thị Kim Anh [22] này, chúng tôi kiểm định ảnh hưởng của vốn về tác động của vốn chủ sở hữu ngân hàng chủ sở hữu đến tỉ lệ dự phòng rủi ro tín dụng đến khả năng sinh lời và rủi ro tín dụng của qua các biến sau: 15 NHTM cổ phần ở Việt Nam từ 2009-2016 Để kiểm soát vấn đề sai lệch do thiếu biến, cho thấy, có mối quan hệ ngược chiều giữa các biến kiểm soát được đưa vào mô hình vốn ngân hàng đến khả năng sinh lời và cùng hồi quy. Kế thừa các nghiên cứu trước, các chiều với rủi ro tín dụng. Bên cạnh đó, nghiên biến tỉ lệ dư nợ cho vay (LTD), quy mô ngân 28
5. TẠP CHÍ KHOA HỌC TRƯỜNG ĐẠI HỌC TRÀ VINH, SỐ 39, THÁNG 9 NĂM 2020 KINH TẾ - XÃ HỘI Bảng 1: Các biến nghiên cứu và đo lường các biến Kí hiệu Biến Kì vọng Lí thuyết Đo lường Nghiên cứu trước Biến phụ thuộc Dự phòng rủi ro LLR Tỉ lệ dự phòng rủi ro tín dụng tín dụng/ dư nợ tín dụng Biến độc lập Vốn chủ sở hữu/ CAP Tỉ lệ vốn chủ sở hữu (+) Moral hazard, Pettway [9], Tuyết Nga [8], tổng nguồn vốn Regulatory Kim Anh [21] (Vốn chủ sở hữu/ CAP2 Tỉ lệ vốn chủ sở hữu (-) Hypothesis tổng nguồn vốn) Biến kiểm soát Tỉ lệ dư nợ cho vay Regulatory Dư nợ chovay/ Pettway [9], Mustafa et al. [6], LTD (-) trên vốn huy động Hypothesis vốn lưu động Kim Anh [21] Pettway [9], Mustafa et al. [6], SIZE Quy mô ngân hàng (-) Agency Cost Ln (tổng tài sản) Tuyết Nga [8], Kim Anh [21] INF Tỉ lệ lạm phát (+) % Tuyết Nga [8], Kim Anh [21] (Nguồn: Tác giả tổng hợp) hàng (SIZE) và tỉ lệ lạm phát (INF) là những bảng chéo có thể dẫn đến hiện tượng sai lệch yếu tố tác động đến tỉ lệ dự phòng rủi ro tín do tương quan phát sinh giữa các biến và sai dụng. Theo nghiên cứu của Nguyễn Thị Tuyết số. Dựa trên phương pháp của Arellano [22], Nga [8], rủi ro tín dụng ở thời điểm hiện tại phương pháp ước lượng moment tổng quát chịu tác động bởi rủi ro tín dụng trong quá (Generalised Method of Moments – GMM) khứ, việc quản lí tốt rủi ro trong hiện tại sẽ được sử dụng để khắc phục hiện tượng tự giúp giảm nợ xấu trong tương lai. Ngoài ra, tương quan giữa các sai số nhằm đảm bảo việc chuyển đổi sai phân bậc nhất của biến ước lượng thu được vững và hiệu quả, đưa tỉ lệ dự phòng rủi ro có thể kiểm soát được ra kết quả nhất quán và chính xác hơn. Theo tính không đồng nhất không quan sát được và phương pháp ước lượng này, tương quan giữa giảm vấn đề nội sinh tiềm tàng do có những các biến công cụ và sai số không tồn tại. Do nhân tố khác không quan sát được tác động đó, kiểm định Sargan được sử dụng để kiểm đến tỉ lệ rủi ro tín dụng và đồng thời cũng định tính phù hợp của mô hình cũng như xác tác động các biến độc lập khác. Vì vậy, biến định tính hiệu lực của các biến công cụ. Cuối tỉ lệ dự phòng rủi ro trong quá khứ (LLRt−1) cùng là việc kiểm định sự không tồn tại tương và tỉ lệ vốn chủ sở hữu bình phương (CAP2) quan chuỗi bậc hai trong mô hình. cũng được đưa vào mô hình để nghiên cứu. D. Kết quả nghiên cứu và thảo luận C. Phương pháp nghiên cứu 1) Kết quả thống kê mô tả dữ liệu: Kết Để thực hiện kiểm định giả thuyết đã đưa quả thống kê mô tả của các biến sử dụng ra, chúng tôi sử dụng phương pháp định trong mô hình được trình bày trong Bảng 2. lượng để hồi quy bội dạng tĩnh trên số liệu Tỉ lệ dự phòng rủi ro tín dụng trung bình dạng bảng để đánh giá tác động của vốn chủ đạt 0,4% với độ lệch chuẩn 8,9% và giá trị sở hữu đến tỉ lệ dự phòng rủi ro tín dụng tại trung vị là 1,4%, điều này cho thấy 50% các các NHTM Việt Nam. Các kĩ thuật hồi quy NHTM Việt Nam có tỉ lệ dự phòng rủi ro trên số liệu bảng bao gồm hồi quy Pooled tín dụng từ 1,4% trở xuống. Tỉ lệ vốn chủ sở OLS, FEM, REM được áp dụng. Ngoài ra, hữu trung bình là 12,4% nằm trong khoảng việc ước lượng hệ số hồi quy bằng dữ liệu từ 15,8% đến 125,8% với độ lệch chuẩn là 29
6. TẠP CHÍ KHOA HỌC TRƯỜNG ĐẠI HỌC TRÀ VINH, SỐ 39, THÁNG 9 NĂM 2020 KINH TẾ - XÃ HỘI 12,3% và có giá trị trung vị là 9,1%. Các của mô hình FEM là 39,21%. Kết quả hồi biến kiểm soát trong mô hình được thống kê quy theo mô hình REM Bảng 4 cho thấy, tỉ chi tiết tại Bảng 2. lệ rủi ro tín dụng năm trước có tác động cùng 2) Ma trận hệ số tương quan: Ma trận hệ chiều với tỉ lệ rủi ro tín dụng. Kết quả này số tương quan giữa các biến độc lập và biến trùng khớp với kì vọng ban đầu. Các biến tỉ kiểm soát được trình bày trong Bảng 3. lệ vốn chủ sở hữu và tỉ lệ dư nợ cho vay trên Kết quả cho thấy không có cặp nào lớn vốn lưu động có quan hệ ngược chiều với tỉ hơn 0,8. Do đó, việc sử dụng mô hình hồi lệ rủi ro tín dụng. Điều này đúng với kì vọng quy sẽ ít có khả năng gặp hiện tượng đa cộng nhưng không có ảnh hưởng nhiều. Các biến tuyến giữa các biến độc lập. Tuy nhiên, trong tỉ lệ vốn chủ sở hữu bình phương và quy mô phương trình có chứa biến độ trễ (LLRt−1) ngân hàng có tác động ngược chiều với tỉ lệ và biến tỉ lệ vốn chủ sở hữu bình phương rủi ro tín dụng, ngược lại, tỉ lệ lạm phát quan (CAP2). Vì vậy, hiện tượng tự tương quan hệ giống cùng chiều với vốn chủ sở hữu. R- giữa các biến sẽ xảy ra và biến độ trễ của squared cho thấy mức độ phù hợp của mô nó. Ước lượng GMM sẽ được sử dụng để hình REM là 32,52%. khắc phục hiện tượng này. Tiếp theo, nghiên cứu sẽ dùng kiểm định 3) Kết quả hồi quy và thảo luận: Bảng Wald để xác định mô hình OLS hay FEM 4 trình bày kết quả hồi quy ảnh hưởng của là phù hợp hơn. Kết quả kiểm định Wald (p- vốn chủ sở hữu đến tỉ lệ dự phòng rủi ro value = 0,000) cho thấy, FEM là phù hợp hơn. tín dụng dựa trên phương trình bậc 2 theo Để đánh giá REM hay FEM phù hợp hơn, ta phương pháp ước lượng OLS, ước lượng ảnh cần các chỉ số của kiểm định Hausman. Kết hưởng cố định (FEM), ước lượng ngẫu nhiên quả kiểm định Hausman trên giá trị thống (REM) và ước lượng GMM. kê thu được, giá trị p-value = 0,000 α, chủ sở hữu, tỉ lệ vốn chủ sở hữu bình phương như vậy, giả thuyết các biến công cụ là ngoại đều có ý nghĩa thống kê. Trong đó, tỉ lệ dự sinh được chấp nhận, do đó, nó phù hợp để phòng rủi ro tín dụng trong quá khứ và tỉ lệ sử dụng trong mô hình. Kiểm định Arellano- vốn chủ sở hữu đồng biến với tỉ lệ rủi ro tín Bond để chắc chắn hiện tượng nội sinh đã dụng. R-squared cho thấy mức độ phù hợp được khắc phục và cuối cùng là kiểm định 30
7. TẠP CHÍ KHOA HỌC TRƯỜNG ĐẠI HỌC TRÀ VINH, SỐ 39, THÁNG 9 NĂM 2020 KINH TẾ - XÃ HỘI Bảng 2: Thống kê mô tả các biến LLR LLRt−1 CAP LTD SIZE INF Trung bình 0,004 0,001 0,124 0,838 228,237 0,087 Trung vị 0,014 0,014 0,091 0,761 291,338 0,068 Giá trị nhỏ nhất -0,032 -0,256 0,158 0,000 158,45 -0,041 Giá trị lớn nhất 0,747 0,747 1,258 7,401 381,66 0,260 Độ lệch chuẩn 0,089 0,084 0,123 0,552 45,067 0,063 Số quan sát 286 286 286 286 286 286 (Nguồn: Nghiên cứu của tác giả) quả này phù hợp với kết quả nghiên cứu của Bảng 3: Ma trận hệ số tương quan Nguyễn Thị Tuyết Nga [8]. Biến CAP SIZE LTD INF CAP 1,0000 Biến độc lập CAP tác động cùng chiều đến SIZE -0,2397 1,0000 LLR. Như vậy, kết quả hồi quy cho thấy có LTD 0,0797 -0,1331 1,0000 mối quan hệ đồng biến giữa cấu trúc vốn và INF 0,1210 -0,0505 -0,0744 1,0000 tỉ lệ dự phòng rủi ro tín dụng. Kết quả này (Nguồn: Nghiên cứu của tác giả) ủng hộ cho lí thuyết về quản lí và phù hợp với kết quả của các nghiên cứu Nguyễn Thị Kim Anh [21], Pettway [9], Shrieves [10]. tính phân phối chuẩn của phần dư. Kết quả 2 kiểm định Arellano-Bond đúng như mong Biến CAP có tác động ngược chiều đến đợi, với sai phân phần dư gần như không có LLR. Kết quả này phù hợp với kết quả nghiên tự tương quan bậc 1 (p-value > α, AR(1) và cứu của Berger et al. [5], Mustafa et al. AR(2) không có ý nghĩa thống kê nên không [6], Nguyễn Thị Hồng Vinh và cộng sự [7], xảy ra hiện tượng tự tương quan). Như vậy, Nguyễn Thị Tuyết Nga [8]. Với mức ý nghĩa chúng ta có thể kết luận việc sử dụng GMM 1%, kết quả hồi quy cho thấy có mối quan trong trường hợp này là phù hợp vì tập hợp hệ phi tuyến giữa vốn chủ sở hữu và tỉ lệ dự các biến công cụ phù hợp (theo Sargan test) phòng rủi ro tín dụng. Kết quả nghiên cứu và không xảy ra tự tương quan bậc 1 và bậc này cũng ủng hộ giả thuyết rủi ro đạo đức. 2 (kiểm định AR(1) và AR(2)). Cuối cùng, Điều này có ý nghĩa khi vốn chủ sở hữu tăng chúng ta kiểm định tính phân phối chuẩn thì tỉ lệ dự phòng rủi ro giảm. Mối quan hệ của phần dư riêng gắn với từng ngân hàng phi tuyến này cho thấy: nếu tỉ lệ vốn tăng thì và phần dư tổng hợp. Kết quả p-value (e) = rủi ro tín dụng tăng, nhưng đến một ngưỡng 0.017, p-value (u) = 0,101 cho thấy, phần dư nhất định nào đó, tỉ lệ vốn càng tăng thì tỉ lệ riêng của từng ngân hàng chưa có phân phối dự phòng rủi ro tín dụng sẽ giảm. Đây chính chuẩn. Từ kết quả ước lượng GMM, mô hình là điểm mới của nghiên cứu. nghiên cứu được xây dựng như sau: Biến kiểm soát LTD và SIZE có tác động LLRi,t = 0.1354299 + 0.8149462 ∗ ngược chiều đến LLR với mức ý nghĩa 1%. LLRi,t−1 + 0.0708446 ∗ CAPi,t − 0.2226209 ∗ Kết quả này cũng hoàn toàn phù hợp với kết 2 CAPi,t + 0.0337193 ∗ INFt + εi,t quả nghiên cứu của các tác giả như Pettway Với mức ý nghĩa 1%, biến LLRt−1 có ảnh [9], Mustafa et al. [6], Nguyễn Thị Kim Anh hưởng nhiều nhất đến LLR, kết quả này cho [21]. Biến INF tác động cùng chiều đến LLR, thấy tỉ lệ dự phòng rủi ro tín dụng với độ với mức ý nghĩa 1%, kết quả này cũng phù trễ một năm có tác động cùng chiều với tỉ lệ hợp với các nghiên cứu của Nguyễn Thị Tuyết dự phòng rủi ro hiện tại. Tại Việt Nam, kết Nga [8] và Nguyễn Thị Kim Anh [21]. 31
8. TẠP CHÍ KHOA HỌC TRƯỜNG ĐẠI HỌC TRÀ VINH, SỐ 39, THÁNG 9 NĂM 2020 KINH TẾ - XÃ HỘI Bảng 4: Kết quả hồi quy và mối quan hệ phi tuyến giữa vốn chủ sở hữu và tỉ lệ dự phòng rủi ro tín dụng của các NHTM Việt Nam trong giai đoạn 2006 – 2018 Biến Dấu kì vọng Pooled OLS FEM REM GMM 0,887 0,455 0,887 0,814 LLR(-1) (0,000) (0,000) (0,000) (0,000) 0,053 0,217 0,053 0,070 CAP + (0,363) (0,001) (0,363) (0,000) -0,081* -0,328 -0,081* -0,222 CAP2 - (0,165) (0,000) (0,164) (0,000) -0.001 -0,003 -0,001 -0,022 LTD + (0,781) (0,530) (0,781) (0,004) 0,040 0,067 -0,040 -0,000 SIZE + (0,699) (0,800) (0,388) (0,000) 0,006 0,029 0,015 0,337 INF + (0,888) (0,479) (0,690) (0,000) R square 0,6932 0,3921 0,3252 Wald test Chi2 69212 Prob>chi2 0,000 Hausman test Chi2 115,2 Prob>chi2 0,000 Sargan test H0: Các biến là công cụ ngoại sinh H1: Các biến không là công cụ ngoại sinh Chi2 20,4643 Prob>chi2 0,4292 Arellano-Bond H0: Mô hình không xảy ra hiện tượng tự tương quan H1: Mô hình xảy ra hiện tượng tự tương quan AR(1) 0,221 AR(2) 0,2262 (Nguồn: Nghiên cứu của tác giả) IV. KẾT LUẬN VÀ KHUYẾN NGHỊ các NHTM Việt Nam. Kết quả phân tích cho A. Kết luận thấy có mối quan hệ đồng biến giữa tỉ lệ vốn chủ sở hữu đến tỉ lệ dự phòng rủi ro tín Nghiên cứu sử dụng số liệu gồm tỉ lệ dự dụng. Ngoài ra, kết quả nghiên cứu cũng cho phòng rủi ro tín dụng, tỉ lệ vốn chủ sở hữu, thấy có mối quan hệ phi tuyến giữa tỉ lệ dự tỉ lệ dư nợ cho vay trên vốn lưu động, quy phòng rủi ro tín dụng và tỉ lệ vốn chủ sở hữu. mô ngân hàng, tỉ lệ lạm phát từ các NHTM Nghiên cứu đã cung cấp thêm một thông tin Việt Nam giai đoạn 2006-2018 để nghiên cứu về các nhân tố tác động đến dự phòng rủi ro mối quan hệ giữa vốn chủ sở hữu đến tỉ lệ tín dụng của ngân hàng. Từ kết quả nghiên dự phòng rủi ro tín dụng. Số liệu được phân cứu, chúng tôi có thể đưa ra những hàm ý tích bằng kĩ thuật hồi quy với dữ liệu bảng chính sách trong việc kiểm soát tác động của để kiểm định mối quan hệ giữa vốn chủ sở vốn chủ sở hữu, quy mô ngân hàng, tỉ lệ lạm hữu và tỉ lệ dự phòng rủi ro tín dụng của 32
9. TẠP CHÍ KHOA HỌC TRƯỜNG ĐẠI HỌC TRÀ VINH, SỐ 39, THÁNG 9 NĂM 2020 KINH TẾ - XÃ HỘI phát đến tỉ lệ dự phòng rủi ro tín dụng của dự phòng rủi ro tín dụng của hiện tại. Điều các NHTM. Ngoài ra, ước lượng GMM cho này hàm ý rằng, các NHTM tuân thủ tốt các thấy có mối quan hệ phi tuyến giữa tỉ lệ vốn yêu cầu về trích lập dự phòng rủi ro tín dụng chủ sở hữu và tỉ lệ dự phòng rủi ro tín dụng. của năm hiện tại sẽ đảm bảo tốt tỉ lệ trích lập Điều này có ý nghĩa khi vốn chủ sở hữu tăng dự phòng rủi ro tín dụng cho các năm sau. thì tỉ lệ dự phòng rủi ro giảm. Mối quan hệ - Tỉ lệ lạm phát: Kết quả nghiên cứu cho phi tuyến này cho thấy tỉ lệ vốn tăng thì rủi thấy, tỉ lệ lạm phát có tác động cùng chiều ro tín dụng tăng, nhưng đến một ngưỡng nhất với tỉ lệ dự phòng rủi ro tín dụng. Điều này định nào đó, tỉ lệ vốn càng tăng thì tỉ lệ dự có ý nghĩa rằng, khi lạm phát tăng, tỉ lệ dự phòng rủi ro tín dụng sẽ giảm. phòng rủi ro tín dụng cũng sẽ tăng. Kết quả Tỉ lệ dự phòng rủi ro tín dụng hiện tại chịu nghiên cứu cho thấy tỉ lệ lạm phát có tác tác động rất lớn bởi tỉ lệ dự phòng rủi ro tín động cùng chiều với tỉ lệ dự phòng rủi ro tín dụng trong quá khứ. Điều này có ý nghĩa rất dụng, điều này có nghĩa rằng, khi tỉ lệ lạm lớn trong việc quản lí tốt tỉ lệ dự phòng ở phát giảm thì tỉ lệ dự phòng rủi ro tín dụng hiện tại, giảm nợ xấu trong tương lai. sẽ giảm và ngược lại. Điều này hàm ý rằng, việc điều tiết các công cụ tài khóa cần phải được xét đến yếu tố tỉ lệ dự phòng rủi ro tín B. Khuyến nghị dụng của các NHTM hiện tại và trong quá Trên cơ sở kết quả nghiên cứu, tác giả có khứ. một số luận giải và khuyến nghị như sau: - Vốn chủ sở hữu: Kết quả nghiên cứu chỉ ra rằng, có mối quan hệ phi tuyến và đồng TÀI LIỆU THAM KHẢO biến giữa tỉ lệ vốn chủ sở hữu và tỉ lệ dự phòng rủi ro tín dụng tại các NHTM Việt [1] Bessis J. Risk. Management in Banking. John Wiley & Sons. 2002. Nam trong giai đoạn 2006 – 2018. Điều này [2] Ngân hàng Nhà nước. Thông tư số 02/2013/TT-NHNN hàm ý rằng, khi các NHTM Việt Nam tăng ngày 21/01/2013 của Thống đốc Ngân hàng Nhà nước tỉ lệ vốn chủ sở hữu thì họ cũng sẽ tăng tỉ Việt Nam Quy định về phân loại tài sản có, mức trích, phương pháp trích lập dự phòng rủi ro và việc sử lệ dự phòng rủi ro tín dụng. Tuy nhiên, mối dụng dự phòng để xử lý rủi ro trong hoạt động của quan hệ phi tuyến cho thấy, hai yếu tố này tổ chức tín dụng, chi nhánh ngân hàng nước ngoài. chỉ đồng biến đến một ngưỡng nhất định thì 2013. mối quan hệ này trở thành ngược chiều. Điều [3] Thủ tướng Chính phủ. Đề án Cơ cấu lại hệ thống các tổ chức tín dụng giai đoạn 2011 – 2015 được ban này cho thấy, khi các NHTM không thể tăng hành theo Quyết định số 254/QĐ-TT ngày 01/3/2012 vốn chủ sở hữu thì họ sử dụng nợ vay nhiều của Thủ tướng Chính phủ. 2012. và làm gia tăng rủi ro đạo đức. Vì vậy, rủi ro [4] Keeton W. R., Morris C. S. Why do banks’ loan losses của các khoản vay cũng tăng theo, dẫn đến differ?. Economic Review. 1987:3-21. nợ xấu cũng gia tăng. Điều này hàm ý rằng, [5] Berger A. N., Bouwman C. H. S. How does capi- tal affect bank performance during financial crises?. tỉ lệ dự phòng rủi ro tín dụng được xem như Journal of Financial Economic. 2013;109:146-176. một công cụ hữu hiệu để kiểm soát rủi ro tín [6] Mustafa A.R., Anasari R.H., Younis M.U. Does the dụng và tỉ lệ vốn chủ sở hữu có ảnh hưởng loan loss provision affect the banking profitability trực tiếp đến công cụ này. Việc điều tiết các in case of Pakistan. Asian Economic and Financial. chính sách liên quan đến tỉ lệ dự phòng rủi 2012:2(7):772-783. [7] Nguyễn Thị Hồng Vinh, Lê Phan Thị Diệu Thảo. Tác ro tín dụng cần được xem xét đến yếu tố vốn động của vốn ngân hàng đến khả năng sinh lời và rủi chủ sở hữu của các NHTM. ro tín dụng: Trường hợp các ngân hàng thương mại - Tỉ lệ dự phòng rủi ro tín dụng trong quá Việt Nam. Tạp chí Phát triển Kinh tế. 2015;27(3):25- khứ: Kết quả ước lượng theo phương pháp 44. [8] Nguyễn Thị Tuyết Nga. Tác động của vốn chủ sở hữu GMM cho thấy, tỉ lệ dự phòng rủi ro tín dụng đến rủi ro tín dụng tại các ngân hàng thương mại Việt trong quá khứ có tác động tích cực đến tỉ lệ Nam. Tạp chí Tài chính. 2016;12: 39-41. 33
10. TẠP CHÍ KHOA HỌC TRƯỜNG ĐẠI HỌC TRÀ VINH, SỐ 39, THÁNG 9 NĂM 2020 KINH TẾ - XÃ HỘI [9] Pettway Richard H. The Effects of Large Bank Fail- [16] Crouhy M. G., D. Galai, R. Mark. The Essentials of ures Upon Investors’ Risk Cognizance in the Com- Risk Management. McGrawHill. 2006. mercial Banking Industry. Journal of Financial and [17] Keeton William R., Charles S. Morris. Why do banks’ Quantitative Analysis. 1976;11:465–477. loan losses differ? Economic Review. Federal Reserve [10] Ronald E Shrieves, Drew Dahl. The Impact of Regu- Bank of Kansas City. 1987;72:3-21. lation on Bank Equity Infusions. Journal of Banking [18] DP Louzis, AT Vouldis, VL Metaxas. Macroe- and Finance. 1992;16(2):439-57. conomic and bank-specific determinants of non- [11] Jensen M.C. Agency Costs of Free Cash Flow, Corpo- performing loans in Greece: A comparative study rate Finance, and Takeovers. The American Economic of mortgage, business and consumer loan portfolios. Review. 1986;76(2):323-329. Journal of Banking & Finance. 2010;36(4): 1012- [12] Basel Committee on Banking Supervision (BCBS). 1027. The Group of Governors and Heads of Supervision [19] Hasan I., Wall L. D. Determinants of the loan loss al- reach broad agreement on Basel Committee capital lowance: Some cross-country comparisons. Financial and liquidity reform package. BIS. 2010. review. 2004;39(1):129-152. [13] Brownbridge M. The causes of financial distress in [20] Lê Thanh Ngọc, Đặng Trí Dũng, Lê Nguyễn Minh local banks in Arica and implications for prudential Phương. Mối quan hệ giữa tỉ lệ vốn tự có và rủi ro policy. Geneva: United Nations Conference on Trade của ngân hàng thương mại: Bằng chứng từ Việt Nam. and Development. 1998;3. Tạp chí Phát triển và Hội nhập. 2015;25(35):54-61. [14] Hess K, Grimes A, Holmes M. Credit losses in Aus- [21] Nguyễn Thị Kim Anh. Tác động của vốn ngân hàng tralasian Banking. Economic Record. 2009;85:331- đến khả năng sinh lời và rủi ro tín dụng của các ngân 343. hàng thương mại cổ phần ở Việt Nam. Tạp chí Khoa [15] Wall L. D. Regulation of banks’ equity capital. học Trường Đại học An Giang. 2018;19(1):59–66. Economic review. Federal reserve bank of Atlanta. 1985;70(10):4-18. 34