Impact of abnormal loan growth on risk of vietnam commercial banking

Nội dung text: Impact of abnormal loan growth on risk of vietnam commercial banking

1. Journal of Finance – Marketing; Vol. 66, No. 6; 2021 ISSN: 1859-3690 DOI: ISSN: 1859-3690 TẠP CHÍ NGHIÊN CỨU TÀI CHÍNH - MARKETING TRƯỜNG ĐẠI HỌC TÀI CHÍNH – MARKETING Số 66 - Tháng 12 Năm 2021 Journal of Finance – Marketing JOURNAL OF FINANCE - MARKETING IMPACT OF ABNORMAL LOAN GROWTH ON RISK OF VIETNAM COMMERCIAL BANKING Nguyen Thanh Dat1* 1Bac Lieu University ARTICLE INFO ABSTRACT DOI: This study aims to assess the effect of abnormal loan growth on bank risk 10.52932/jfm.vi66.223 in Vietnam, using balance data, including 390 observations of 30 banks from 2007 to 2019. pooled regression method (pooled OLS), fixed effects Received: model, random effects model, and GMM method (generalized method September 05, 2020 of moments). Anomalous loan growth initially helped banks reduce risk. Accepted: However, this relationship is non-linear and heterogeneous. Our findings November 12, 2021 suggest that the pursuit of excessive lending is much more From the Published: research results, the article makes some suggestions to limit the bank’s risk December 25, 2021 that the pursuit of lending too much is more likely to lead to Banks having to accept greater risk. Keywords: Commercial banks; Risk; Abnormal loan growth. *Corresponding author: Email: ntdat@blu.edu.vn 52
2. Tạp chí Nghiên cứu Tài chính – Marketing Số 66 – Tháng 12 Năm 2021 ISSN: 1859-3690 TẠP CHÍ NGHIÊN CỨU TÀI CHÍNH - MARKETING TRƯỜNG ĐẠI HỌC TÀI CHÍNH – MARKETING Số 66 - Tháng 12 Năm 2021 Tạp chí Nghiên cứu Tài chính – Marketing JOURNAL OF FINANCE - MARKETING TÁC ĐỘNG CỦA TĂNG TRƯỞNG CHO VAY BẤT THƯỜNG ĐẾN RỦI RO NGÂN HÀNG THƯƠNG MẠI VIỆT NAM Nguyễn Thành Đạt1* 1Trường Đại học Bạc Liêu THƠNG TIN TĨM TẮT DOI: Nghiên cứu này nhằm đánh giá ảnh hưởng của tăng trưởng cho vay bất 10.52932/jfm.vi66.223 thường đối với rủi ro của ngân hàng Việt Nam, sử dụng dữ liệu bảng cân bằng, bao gồm 390 quan sát của 30 ngân hàng từ năm 2007 đến năm 2019. Ngày nhận: Bằng phương pháp hồi quy gộp (Pooled OLS), mơ hình hiệu ứng cố định 05/09/2021 (Fixed effects model), mơ hình hiệu ứng ngẫu nhiên (Random effects model) và phương pháp GMM (Generalized method of moments. Kết quả Ngày nhận lại: cho thấy, tăng trưởng cho vay bất thường bước đầu đã giúp các ngân hàng 12/11/2021 giảm bớt rủi ro. Tuy nhiên, mối quan hệ này là hình phi tuyến tính và Ngày đăng: khơng đồng nhất. Kết quả cho thấy, việc theo đuổi cho vay quá nhiều cĩ 25/12/2021 nhiều khả năng dẫn đến việc ngân hàng phải chấp nhận rủi ro lớn hơn. Từ kết quả nghiên cứu bài viết đưa ra một số gợi ý nhằm hạn chế rủi ro ngân Từ khĩa: hàng đĩ là việc theo đuổi cho vay quá nhiều cĩ nhiều khả năng dẫn đến Ngân hàng thương việc ngân hàng phải chấp nhận rủi ro lớn hơn. mại; Rủi ro; Tăng trưởng cho vay bất thường. 1. Giới thiệu chĩng đã dẫn đến những lợi ích nổi bật như Hệ thống ngân hàng đĩng gĩp đáng kể vào tăng địn bẩy doanh nghiệp, tăng khả năng tiếp tăng trưởng kinh tế bằng cách phân bổ tiết cận thị trường vốn, giới thiệu các sản phẩm mới kiệm cho các doanh nghiệp, doanh nhân, cá và phương pháp quản lý rủi ro tín dụng. Bên nhân và Chính phủ, nhằm nâng cao khả năng cạnh đĩ, gia tăng sự hội nhập của các ngân hàng cạnh tranh gĩp phần tích lũy vốn và khả năng nước ngồi. Hơn nữa, nĩ đã mang lại một số lợi sinh lời. Lý thuyết kinh tế hiện đại cho rằng, tài ích chính, chẳng hạn như hỗ trợ kênh tiết kiệm chính cần thiết cho tăng trưởng (Cecchetti & cho người tiêu dùng, nhà đầu tư, doanh nghiệp Kharroubi, 2012), tăng trưởng tín dụng nhanh để xây dựng các doanh nghiệp mới, cũng như hỗ trợ phát triển khu vực tài chính, tăng trưởng *Tác giả liên hệ: kinh tế và việc làm về lâu dài (Ghosh, 2010). Email: ntdat@blu.edu.vn Mở rộng cho vay cho phép các ngân hàng nắm 53
3. Tạp chí Nghiên cứu Tài chính – Marketing Số 66 – Tháng 12 Năm 2021 bắt các khả năng cho vay sinh lời mới, mở rộng Thơng tư 22/2019/TT-NHNN, nhưng phải hạn sang các thị trường địa lý mới hoặc giành thị chế rủi ro thơng qua các quy định về tỷ lệ nguồn phần lớn hơn với các sản phẩm và thị trường vốn ngắn hạn cho vay trung dài hạn và tỷ lệ cho hiện cĩ, đồng thời đa dạng hĩa danh mục cho vay trên tổng tiền gửi. Cụ thể, Ngân hàng Nhà vay hoặc bán chéo sản phẩm (Lepetit và cộng nước đã tăng tỷ cho vay trên tổng tiền gửi từ sự, 2008; Rossi và cộng sự, 2009). Tuy nhiên, 80% lên 85% và giảm tỷ lệ nguồn vốn ngắn hạn các nghiên cứu trước cũng chỉ ra rằng, lợi ích cho vay trung dài hạn từ 45% xuống 40%, nhằm của việc bùng nổ cho vay là chưa chắc chắn và giảm áp lực cho các khoản vay trung và dài hạn. vấn đề quan trọng này được nhấn mạnh lại bởi Ngồi ra, quá trình tái cơ cấu hệ thống ngân hậu quả của cuộc khủng hoảng tài chính tồn hàng được đánh giá là đã đạt được những thành cầu 2007–2008. Đặc biệt trong trường hợp các tựu nhất định, trong đĩ đáng chú ý nhất là việc giai đoạn mở rộng, các ngân hàng cĩ xu hướng giảm dần tỷ lệ nợ xấu từ 3,43% năm 2012 xuống đánh giá thấp rủi ro và thực hiện các hành động 1,80% năm 2018, trong khi tín dụng trong nước cĩ thể làm tăng xác suất gặp rủi ro tài chính giảm khu vực kinh tế tư nhân (tính theo phần trong tương lai (Gorton, 2009; Altunbas và trăm GDP) tiếp tục tăng dần so với cùng kỳ, từ cộng sự, 2012; Amador và cộng sự, 2013). 94.8 % lên 133.14 % (Word bank, 2020). Bên cạnh đĩ, kể từ khi Việt Nam gia nhập Bài viết tập trung nghiên cứu ở thị trường Tổ chức Thương mại Thế giới (WTO) vào năm Việt Nam bởi một số lý do. Bởi tăng trưởng 2007, Việt Nam đã trở thành một trong những cho vay bất thường lúc đầu cĩ thể xuất hiện nền kinh tế phát triển nhanh nhất thế giới, do kết quả của nhiều cải cách lập pháp và quy với tốc độ tăng trưởng hàng năm ước tính là định nhằm kích thích phát triển tín dụng. Tuy 6,2%. Do thị trường vốn kém phát triển, khu nhiên, nĩ cĩ thể gây nguy hiểm cho sự ổn vực ngân hàng Việt Nam đĩng vai trị là trụ cột định của ngân hàng bằng cách mở rộng nhanh của nền kinh tế (Le, 2019). Tín dụng ngân hàng chĩng các khoản nợ xấu. Do đĩ, lợi ích của là nguồn tài trợ bên ngồi trong các nền kinh việc mở rộng tín dụng quá mức vẫn cịn là một tế dựa vào tài chính, và tín dụng đã đĩng gĩp câu hỏi cần kiểm chứng trong hệ thống ngân đáng kể vào sự tăng trưởng chung của nền kinh hàng Việt Nam. tế, giống như ở nhiều nước khác trên thế giới, bằng cách cho phép các nhà sản xuất và ngành 2. Cơ sở lý thuyết và tổng quan nghiên cứu cơng nghiệp mở rộng lĩnh vực hoạt động và thị 2.1. Cơ sở lý thuyết trường tiềm năng cho sản phẩm của họ. Do tầm quan trọng của tín dụng, chính sách cho vay Lý thuyết về kỳ vọng của Việt Nam đã thay đổi theo thời gian, dưới Lập luận rằng ở giai đoạn đầu, mối quan sự giám sát của Ngân hàng Nhà nước Việt Nam hệ giữa các ngành giữa tăng trưởng cho vay và và chỉ đạo của Chính phủ, phù hợp với từng rủi ro cĩ thể tồn tại ở cấp độ kinh tế vĩ mơ bởi giai đoạn của nền kinh tế đất nước. Sau thời kỳ vì người cho vay và những người tham gia thị kinh tế chuyển đổi 1986– 2000, hoạt động cho trường trở nên quá lạc quan về rủi ro của các vay của ngân hàng đã tự do hơn và đã đạt được cơ hội cho vay mới (Kindleberger & Aliber, một số thành tựu. Ví dụ, các ngân hàng khơng 2011; Minsky, 1977). Các đợt tăng trưởng cho cịn áp dụng trần lãi suất cho vay và thay vào đĩ vay quá mức (hay cịn gọi là tăng trưởng cho sử dụng lãi suất tùy thuộc vào cung cầu của thị vay bất thường) cĩ thể ảnh hưởng tiêu cực đến trường đối với các khoản vay. Ngược lại, Ngân hệ thống tài chính và tồn bộ nền kinh tế nĩi hàng Nhà nước chỉ áp dụng lãi suất cho vay tối chung (Amador và cộng sự, 2013). Do đĩ, điều đa đối với các khoản cho vay ngắn hạn thuộc 5 cần thiết là phải xác định liệu tăng trưởng cho lĩnh vực ưu tiên. Hơn nữa, các ngân hàng được vay cĩ liên quan đến rủi ro giữa các ngân hàng khuyến khích mở rộng hoạt động tín dụng theo riêng lẻ hay khơng (Amador và cộng sự, 2013). 54
4. Tạp chí Nghiên cứu Tài chính – Marketing Số 66 – Tháng 12 Năm 2021 2.2. Tổng quan nghiên cứu quản lý, mặc dù rủi ro dài hạn thường được che Trong nghiên cứu thực nghiệm, cĩ hai chủ đậy đối với các cổ đơng ngân hàng (Saunders và đề chính nghiên cứu mối quan hệ giữa tăng cộng sự, 1990). Tình huống này cho là được giải trưởng cho vay và rủi ro của ngân hàng. Nhĩm thích bởi giá trị của tài sản thế chấp. Bên cạnh nghiên cứu đầu tiên tập trung vào các yếu tố đĩ, khi ngân hàng tăng hạn mức cho vay đối với kinh tế vĩ mơ quyết định đến tăng trưởng cho khách hàng vay, tài sản thế chấp được định giá vay ngân hàng, trong khi nhĩm nghiên cứu thứ cao hơn (và ngược lại), khiến ngân hàng cuối hai tập trung vào tăng trưởng cho vay và rủi ro cùng cho vay đối với những người khơng đáp ngân hàng. Cùng với những quan điểm đối lập ứng các điều kiện cho vay ngay từ đầu. Từ đĩ, này, bằng chứng thực nghiệm về chủ đề quan bất cứ khi nào giá tài sản thế chấp giảm, các trọng này vẫn chưa chắc chắn. Trong phạm vi ngân hàng ngay lập tức gặp rủi ro. Theo Adrian của bài viết này sẽ thảo luận ngắn gọn về vấn đề và Shin (2010), trong thời kỳ bùng nổ cho vay, như sau. các ngân hàng phụ thuộc quá nhiều vào tài sản thế chấp thường tìm kiếm ngày càng nhiều Thứ nhất, hầu hết các nghiên cứu tập trung người vay hơn vì các khoản vay hiện tại của họ vào các yếu tố kinh tế vĩ mơ của tăng trưởng được thế chấp, điều này khiến các ngân hàng cho vay và phát hiện ra mối quan hệ giữa các gặp nhiều rủi ro hơn vì họ cĩ thể tài trợ cho chu kỳ kinh tế, tăng trưởng cho vay và tổng những người đi vay khơng đủ điều kiện. Nhiều thiệt hại cho vay (Keeton, 1999). Tăng trưởng nghiên cứu thực nghiệm về mối quan hệ giữa cho vay thế chấp dưới chuẩn, được thúc đẩy tăng trưởng cho vay và mức độ rủi ro của từng bởi lãi suất thấp, thị trường nhà ở tăng, chứng ngân hàng đã được nghiên cứu đầu tiên ở các khốn hĩa tín dụng và các tiêu chí tín dụng nước cơng nghiệp phát triển và tạo ra nhiều kết lỏng lẻo, đã dẫn đến tổn thất tín dụng to lớn quả khác nhau. Điển hình, một số nghiên cứu ở cho nền kinh tế tồn cầu (Dell’Ariccia và cộng Hoa Kỳ tìm thấy mối quan hệ tích cực và đáng sự, 2012; Gorton, 2009). Những nghiên cứu kể giữa tăng trưởng cho vay trung bình và rủi gần đây củng cố phát hiện này bằng cách chứng ro (Sinkey & Greenawalt, 1991), hoặc phát hiện minh rằng, khơng chỉ các cuộc khủng hoảng tài tác động tiêu cực của tăng trưởng cho vay đối chính thường xảy ra trước sự bùng nổ tín dụng với các khoản nợ xấu trong năm đầu tiên sau (Schularick & Taylor, 2012), mà việc mở rộng khi mở rộng tín dụng, nhưng mối quan hệ tích tín dụng quá mức là yếu tố dự báo chính về khĩ cực được tìm thấy trong những năm tiếp theo khăn tài chính trong khoảng thời gian mười (Clair, 1992). Laeven & Majnoni (2003) quan sát hai tháng (Alessi & Detken, 2011). Mặt khác, thấy mối quan hệ đồng thời tiêu cực giữa tăng một số nghiên cứu chỉ ra mối liên hệ giữa bùng trưởng cho vay và tổn thất cho vay ở Mỹ, ngụ ý nổ tín dụng cho vay và khủng hoảng bên ngồi rằng, các ngân hàng trích lập dự phịng khơng châu Mỹ Latinh, cho rằng, mở rộng cho vay đảm bảo. Khi tìm hiểu mối quan hệ tích cực thúc đẩy phát triển và cạnh tranh tài chính, tăng giữa tăng trưởng cho vay và trích lập dự phịng hiệu quả và giảm chi phí đi vay (Gourinchas và rủi ro cho vay ở các quốc gia OECD từ năm cộng sự, 2001). Kết quả là, những điều này thúc 1991 đến năm 2000, các kết quả ngược lại được đẩy khái niệm tài chính và tăng trưởng kinh tế tìm thấy (Bikker & Metzemakers, 2005). Ngồi (Cecchetti & Kharroubi, 2012). ra, người ta cĩ thể lập luận rằng, tăng trưởng Thứ hai, cĩ thể tồn tại vấn đề khi các cổ đơng cho vay nên cĩ tác động với độ trễ thời gian đối và người quản lý ngân hàng cĩ sự chênh lệch với việc chấp nhận rủi ro của ngân hàng. Theo về mục tiêu và lợi ích. Tăng trưởng cho vay một số nghiên cứu nhất định, việc mở rộng cho nhanh chĩng trong ngắn hạn cĩ thể mang lại vay gây ra thiệt hại đáng kể cho khoản vay ba lợi ích cho các nhà quản lý ngân hàng như là hoặc bốn năm sau đĩ ở Tây Ban Nha (Saunders một tiêu chí để đo lường hiệu quả hoạt động và cộng sự, 1990) hoặc với sự chậm trễ hai hoặc 55
5. Tạp chí Nghiên cứu Tài chính – Marketing Số 66 – Tháng 12 Năm 2021 bốn năm ở các tổ chức của Áo (Hess và cộng sự, cộng sự (2016) đã thu được một phát hiện tương 2009). Nghiên cứu của Le (2020) điều tra mối tự bằng cách sử dụng dữ liệu của Pakistan. Tất liên hệ giữa tăng trưởng cho vay hàng năm và cả các kết quả cho thấy, tăng trưởng cho vay sự ổn định của ngân hàng, bằng cách tìm hiểu bất thường cĩ ảnh hưởng lớn đến nợ xấu và tác động của tăng trưởng cho vay bất thường khả năng thanh tốn. Cụ thể hơn, nợ xấu tăng đối với việc chấp nhận rủi ro của ngân hàng do tăng trưởng cho vay bất thường trong năm bằng cách sử dụng dữ liệu bảng từ 30 ngân trước, cĩ xu hướng làm suy yếu khả năng thanh hàng Việt Nam trong một thời gian tương đối tốn. Do đĩ, nghiên cứu tiến hành phân tích để dài (2007–2019). Điều này nhằm cung cấp bằng kiểm tra xem việc tăng khoản vay bất thường cĩ chứng tồn diện hơn về ảnh hưởng của việc cho bất kỳ tác động nào đến rủi ro ngân hàng hay vay quá mức tại Việt Nam với tư cách là một thị khơng. Ngồi ra, Le (2020) tìm thấy mối liên hệ trường mới nổi. bậc hai giữa tăng trưởng cho vay và sự ổn định Trong thời gian qua, ngày càng cĩ nhiều của ngân hàng trong hệ thống ngân hàng Việt nghiên cứu tập trung vào “tăng trưởng cho Nam, đề xuất rằng, khi tăng trưởng cho vay vay bất thường” hơn là “tăng trưởng cho vay bất thường vượt quá một ngưỡng cụ thể, nĩ cĩ thể cĩ tác động tiêu cực đến việc chấp nhận rủi hàng năm”. Theo Foos và cộng sự (2010), tăng ro của ngân hàng. Giải thuyết H : Tăng trưởng trưởng cho vay bất thường là sự khác biệt giữa 1 cho vay bất thường khơng cĩ tác động đến rủi ro tăng trưởng cho vay của một ngân hàng và tăng ngân hàng; Giải thuyết H : Khơng tồn tại mối trưởng cho vay trung bình của tất cả các ngân 2 quan hệ phi tuyến tính giữa tăng trưởng cho vay hàng trong cùng một quốc gia trong năm. Điều bất thường và rủi ro ngân hàng. này cho phép chúng ta xem xét thực tế rằng tốc độ tăng trưởng tín dụng cao khơng nhất thiết 3. Dữ liệu và phương pháp nghiên cứu phải chấp nhận rủi ro quá mức khi tất cả các ngân hàng khác đều cĩ tốc độ tăng trưởng cao Dữ liệu được thu thập từ các báo cáo tài chính tương tự (Kưhler, 2012). Tuy nhiên, cĩ rất ít đã được kiểm tốn của từng ngân hàng từ năm nghiên cứu về mối quan hệ giữa các mục tiêu 2007 đến năm 2019 trên cơ sở hợp nhất theo giữa tăng trưởng cho vay bất thường và hiệu Chuẩn mực Kế tốn Việt Nam. Điều đáng chú quả hoạt động ngân hàng ở các quốc gia mới ý là chỉ cĩ 30 ngân hàng thương mại trong nước nổi. Một số nghiên cứu đã điều tra chủ đề này được xem xét do các ngân hàng 100% vốn nước ở Colombia, Pakistan và một số nước châu Á, ngồi, ngân hàng liên doanh và chi nhánh nước nhưng phát hiện của họ trái ngược nhau. Điển ngồi cịn gặp một số hạn chế về hoạt động trên hình, Foos và cộng sự (2010) cho rằng, tăng thị trường tài chính Việt Nam. Các ngân hàng trưởng cho vay bất thường gĩp phần làm tăng này cộng lại chiếm khoảng 80% tổng tài sản dự phịng rủi ro cho vay trong hai đến bốn năm trong tồn hệ thống ngân hàng. Do một số hoạt tiếp theo, giảm thu nhập lãi tương đối và thậm động mua bán và sáp nhập trong giai đoạn được chí cả thu nhập lãi đã điều chỉnh theo rủi ro) kiểm tra, một bảng dữ liệu cân bằng gồm 390 và tỷ lệ vốn thấp hơn. Kưhler (2012) cĩ những quan sát. Bên cạnh đĩ số liệu GDP và INF được phát hiện tương tự ở 15 quốc gia EU, chỉ ra rằng thu thập từ Tổng cục Thống kê Việt Nam. các ngân hàng cĩ mức tăng trưởng cho vay bất Phương pháp nghiên cứu: Mơ hình dữ liệu thường lớn thì rủi ro hơn. Hơn nữa, các ngân bảng tĩnh, bài nghiên cứu sử dụng 3 mơ hình hàng Colombia chỉ ra rằng, tăng trưởng cho vay hồi quy: hồi quy gộp (Pooled OLS), mơ hình bất thường dẫn đến sự gia tăng đáng kể tỷ lệ nợ hiệu ứng cố định (Fixed effects model), mơ hình xấu trên tổng nợ xấu (NPL) và cĩ tác động dài hiệu ứng ngẫu nhiên (Random effects model). hạn đến khả năng thanh tốn của ngân hàng Sau đĩ bài viết chọn phương pháp GMM (Amador và cộng sự, 2013). Tương tự, Kashif và (Generalized method of moments) để ước 56
6. Tạp chí Nghiên cứu Tài chính – Marketing Số 66 – Tháng 12 Năm 2021 lượng và khắc phục các hiện tượng xuất hiện biệt giữa tăng trưởng cho vay của một ngân trong mơ hình, do cấu trúc của dữ liệu bảng hàng cá nhân và tăng trưởng cho vay trung được sử dụng trong nghiên cứu này, cơng cụ bình của tồn bộ hệ thống ngân hàng Việt Nam ước lượng GMM do Arellano & Bover (1995) so với cùng năm. Cách tiếp cận này cho phép đề xuất được sử dụng. Mục tiêu của GMM là kiểm sốt các điều kiện kinh tế vĩ mơ và cạnh kiểm sốt hai vấn đề cơ bản bao gồm các vấn tranh ở từng quốc gia và từng năm (Foos và đề khơng đồng nhất và nội sinh khơng quan cộng sự, 2010). Bên cạnh đĩ, tăng trưởng cho sát được (Arellano, 2002). Bên cạnh đĩ, GMM vay cao hơn được cho là sẽ dẫn đến gia tăng cả cịn khắc phục được những khuyết tật trong rủi ro tín dụng và khả năng mất khả năng thanh mơ hình. Cơng cụ ước lượng GMM tính đến tốn của ngân hàng do gia tăng các khoản nợ sự khơng đồng nhất khơng được quan sát và xấu do giảm lãi suất, nới lỏng các yêu cầu về tài sự tồn tại của biến phụ thuộc. Do đĩ, cơng cụ sản thế chấp, nới lỏng các tiêu chuẩn tín dụng ước lượng này mang lại ước tính nhất quán của hoặc kết hợp của chúng. Ngồi ra, như được đề các tham số. Đối với các vấn đề về tính đồng xuất trong nghiên cứu của Le (2020), cũng đưa nhất, cơng cụ ước lượng GMM của hệ thống sử thuật ngữ bậc hai của tăng trưởng cho vay bất dụng các giá trị trễ của các biến phụ thuộc (theo thường vào mơ hình để nắm bắt đặc điểm hình mức độ và sự khác biệt) và các giá trị trễ của các chữ U của mối quan hệ phi tuyến giữa cho vay biến hồi quy khác cĩ khả năng mắc phải tính quá mức và hành vi chấp nhận rủi ro của các đồng nhất làm cơng cụ. Tiếp theo Bond (2002), ngân hàng. chúng tơi sử dụng các giá trị trễ của các biến SIZEi,t: Quy mơ ngân hàng được tính bằng được coi là nội sinh như các cơng cụ được thể loragit tổng tài sản. Các ngân hàng nhỏ cĩ thể hiện trong bảng kết quả. Phương pháp tiếp cận cĩ khả năng quản lý rủi ro thấp hơn vì họ phải của chúng tơi sử dụng các cơng cụ cho tất cả các đối mặt với những hạn chế trong việc đầu tư vào phần tử hồi quy ngoại trừ những phần tử được cơng nghệ tiên tiến. Quy mơ nhỏ hơn làm giảm coi là ngoại sinh. Bên cạnh đĩ, số độ trễ được khả năng mở rộng của ngân hàng sang nhiều xác định bằng các thử nghiệmntự tương quan ngành nghề kinh doanh và với phạm vi khách Arellano-Bond (AR) và thử nghiệm hạn chế xác hàng hạn chế. Tuy nhiên, các ngân hàng lớn cĩ định quá mức (Hansen, 1982). thể đầu tư nhiều hơn vào các tài sản rủi ro vì Mơ hình tổng quát được trình bày như sau: hiệu ứng thất bại quá lớn. Các ngân hàng nhỏ Y = α + β *ALG + Υ *Control + ε hơn cĩ thể linh hoạt hơn trong hoạt động khi it i it it it it it thay đổi chiến lược của họ nhanh hơn để đáp Trong đĩ, ứng với sự thay đổi của điều kiện kinh tế và cĩ NPL: Rủi ro ngân hàng được tính bằng tỷ lệ chi phí hoạt động cố định thấp hơn (Amador và nợ xấu trên tổng dư nợ. Các khoản nợ xấu được cộng sự, 2013; García-Suaza và cộng sự, 2012). quan sát tại thời điểm t khơng phải do điều kiện LIQi,t: Tính thanh khoản của ngân hàng kinh doanh và kinh tế tại thời điểm t, vì cĩ thể được tính bằng tỷ lệ giữa tài sản lưu động trên mất nhiều tháng (hoặc nhiều năm) để người đi tổng tài sản. Theo giả thuyết chi phí phá sản dự vay sử dụng hết các phương tiện tài trợ khác và kiến, xác suất vỡ nợ thấp hơn cĩ liên quan đến trở nên chây ì trong việc hồn trả khoản vay. Do mức tài sản lưu động cao hơn mà các ngân hàng đĩ, đối với biến này, bao gồm một số hồi quy cĩ nắm giữ. Mặt khác, các ngân hàng đầu tư nhiều độ trễ một năm như đề xuất của (Cornelli và tiền hơn vào các tài sản lưu động cĩ xu hướng cộng sự, 2020). cĩ khả năng sinh lời ngân hàng thấp hơn do các ALGi,t: Tốc độ tăng cho vay bất thường của tài sản này thường mang lại lợi nhuận thấp hơn ngân hàng i tại thời điểm t, được sử dụng làm so với các tài sản khác. phân tích chính. Nĩ được định nghĩa là sự khác 57
7. Tạp chí Nghiên cứu Tài chính – Marketing Số 66 – Tháng 12 Năm 2021 CIRi,t: Tính kém hiệu quả của ngân hàng cĩ nghĩa là mức độ tập trung của thị trường lớn được đo lường bằng tỷ lệ chi phí trên thu nhập. hơn. Sự gia tăng lợi nhuận ngân hàng và giá trị Các ngân hàng hiệu quả hơn cĩ thể kiểm sốt nhượng quyền liên quan đến một thị trường hoạt động hoặc giám sát người vay một cách tập trung cao độ do áp lực cạnh tranh giảm và hiệu quả do đĩ cĩ rủi ro thấp hơn. Ngồi ra, các sức mạnh thị trường cao hơn. Do đĩ, các nhà ngân hàng cĩ thể tiết kiệm chi phí hoạt động quản lý ngân hàng ít cĩ động cơ để thực hiện bằng cách nới lỏng thủ tục giám sát tín dụng các khoản đầu tư rủi ro hơn. và định giá tài sản thế chấp để hồn thành hiệu Bên cạnh đĩ, hai biến tỷ lệ tăng trưởng kinh quả kinh tế ngắn hạn. Những hoạt động này cĩ tế hàng năm (GDP) và tỷ lệ lạm phát hàng năm thể làm giảm chất lượng khoản vay, do đĩ dẫn (INF), được đại diện bởi trong mơ hình để nắm đến rủi ro cao hơn (Ghosh, 2010). bắt ảnh hưởng cĩ thể cĩ của chu kỳ kinh doanh đối với việc chấp nhận rủi ro của ngân hàng. HHIAi,t: Chỉ số Herfindahl-Hirschman về tổng tài sản được sử dụng để tính đến i,t đại diện cho quan sát i trong năm t của ảnh hưởng của mức độ tập trung ngân hàng ngân hàng thương mại; (García-Herrero và cộng sự, 2009). HHIA được α, β, γ lần lượt các hệ số hồi quy. ε là phần dư. ước tính bằng tổng bình phương của thị phần ngân hàng trong tổng tài sản. Giá trị lớn hơn 4. Kết quả nghiên cứu Bảng 1. Mơ tả thống kê Đơn vị Trung Độ lệch Giá trị Giá trị Tên biến tính bình chuẩn nhỏ nhất lớn nhất Nợ xấu (NPL) % 2,214 1,489 0,084 11,402 Tăng trưởng cho vay bất thường (ALG) % 0,189 1,090 -1,163 16,122 Quy mơ ngân hàng (SIZE) Tỷ đồng 31,975 1,347 27,520 34,938 Tính kém hiệu quả của ngân hàng (CIR) % 0,539 0,722 0,036 9,627 Tính thanh khoản (LIQ) 0,323 0,128 0,061 0,815 Mức độ tập trung của ngân hàng (HHIA) % 0,088 0,015 0,073 0,119 Tỷ lệ tăng trưởng (GDP) % 0,062 0,007 0,052 0,071 Tỷ lệ lạm phát (INF) % 0,076 0,063 0,006 0,231 Bảng 1 cho thấy nợ xấu (NPL) cĩ giá trị trung tăng trưởng cho vay bất thường thấp nhất là bình 2,2, giá trị nợ xấu thấp nhất của ngân hàng -1,2 và cao nhất là 16,2, giá trị trung bình 0,2. là 0,08 và nợ xấu lớn nhất là 11,4. Bên cạnh đĩ, Bảng 2. Ma trận tương quan NPL ALG SIZE CIR LIQ HHIA GDP NPL 1,000 ALG 0,038 1,000 SIZE -0,036 0,046 1,000 CIR 0,022 0,091 -0,113 1,000 LIQ -0,037 -0,180 -0,110 0,161 1,000 HHIA -0,161 -0,132 -0,270 -0,142 0,042 1,000 GDP -0,306 -0,093 0,226 -0,103 -0,168 -0,052 1,000 INF 0,122 -0,238 -0,275 -0,030 0,248 0,342 -0,381 58
8. Tạp chí Nghiên cứu Tài chính – Marketing Số 66 – Tháng 12 Năm 2021 Bảng 2 trình bày ma trận tương quan giữa cộng tuyến nghiêm trọng giữa chúng. các biến độc lập và cho thấy rằng khơng cĩ đa Bảng 3. Kết quả lựa chọn mơ hình Kết quả Mơ hình lựa Kiểm định lựa chọn mơ hình Kết quả kiểm định lựa chọn chọn cuối F(29, 273) = 2,99, F test – Lựa chọn giữa Pooled OLS và FEM FEM Prob > F = 0,000 chibar2 = 0,000 chi2= 0,001 chi2 = 0,000 Kiểm định tự tương quan Wooldridge test F( 1, 29) = 15,510 Prob > F = 0,001 59
9. Tạp chí Nghiên cứu Tài chính – Marketing Số 66 – Tháng 12 Năm 2021 Qua kết quả Bảng 3 ta thấy, mơ hình cuối π NPL cùng được chọn lựa là FEM. Để kiểm tra xem -16,535 HHIA mơ hình FEM cĩ đáng tin cậy khơng. Bảng 5 (5,364) cho thấy, mơ hình bị hiện tượng phương sai sai -59,037 số thay đổi và hiện tượng tự tương quan. Cuối GDP (5,198) cùng kiểm định đa cộng tuyến trong Bảng 6, kết 5,848 quả cho thấy tất cả hệ số đều bé hơn 10 (Hair INF (0,584) và cộng sự, 2010), mơ hình khơng xảy ra hiện tượng đa cộng tuyến nghiêm trọng. Hằng số -12,307 Số quan sát 296 Bảng 6. Kiểm định đa cộng tuyến Số nhĩm 30 Biến VIF AR1 (p-value) 0,014 ALG 1,14 AR2 (p-value) 0,268 SIZE 1,18 Hansen test 0,801 CIR 1,09 (p-value) LIQ 1,13 Ghi chú: *, và chỉ các mức ý nghĩa 10%, 5%, và HHIA 1,23 1% tương ứng. GDP 1,28 INF 1,50 Bảng 6 cho thấy, tăng trưởng cho vay bất thường (ALG) tác động ngược chiều với rủi ro Mean VIF 1,22 tín dụng (NPL) và cĩ ý nghĩa thống kê ở 1%, cho thấy rằng các ngân hàng cĩ rủi ro tín dụng Để khắc phục các hiện tượng trên tác giả lớn hơn cĩ liên quan đến tăng trưởng cho vay chọn phương pháp GMM. Do đĩ, theo Foos và thấp hơn trong hoặc giai đoạn mở rộng hoặc cộng sự (2010), Kưhler (2012), Kashif và cộng thu hẹp. Những kết quả này cĩ thể so sánh sự (2016), nghiên cứu ước tính lại mơ hình với Laeven và Majnoni (2003). Tuy nhiên, các trong khuơn khổ Hệ thống hai bước tổng quát nghiên cứu trước đây trong các tài liệu về ngân về khoảnh khắc (GMM), như được đề xuất bởi hàng cho thấy rằng, cĩ thể cĩ tác động bất lợi Arellano và Bover (1995), Blundell và Bond của tăng trưởng cho vay bất thường đối với (1998). việc ngân hàng chấp nhận rủi ro vượt quá một Bảng 7. Kết quả hồi quy GMM ngưỡng nhất định. π NPL Theo đĩ, nghiên cứu bao gồm bậc hai của tăng trưởng khoản vay bất thường để nắm bắt π 0,375 t-1 (0,037) mối quan hệ hình chữ U giữa việc cho vay quá -0,574 mức và việc ngân hàng chấp nhận rủi ro. Cho ALG (0,273) thấy rằng, ALG2 cĩ ý nghĩa và dương và cĩ tồn tại mối quan hệ hình chữ U ngược. Cụ thể hơn, 0,454* ALG2 (0,250) các phát hiện cho thấy rằng, sự ổn định của ngân hàng cĩ thể khơng giữ ở một tốc độ nhất định 0,572 SIZE của tăng trưởng cho vay bất thường. Những (0,114) phát hiện này đồng tình với Foos và cộng sự 0,006 CIR (2010), Ghosh, (2010), Amador và cộng sự (0,043) (2013), Le (2020) tăng trưởng tín dụng quá mức -0,231 LIQ cĩ thể gây ra sự gia tăng rủi ro của ngân hàng. (1,261) Mặc dù những thay đổi về quy định đã khuyến 60
10. Tạp chí Nghiên cứu Tài chính – Marketing Số 66 – Tháng 12 Năm 2021 khích tăng trưởng tín dụng, nhưng Ngân hàng 5. Kết luận và kiến nghị Nhà nước cũng hạn chế cho vay tăng quá mức 5.1. Kết luận thơng qua giới hạn nợ xấu, theo đĩ nợ xấu của các ngân hàng khơng được vượt quá 3% (theo Nghiên cứu này nhằm đánh giá ảnh hưởng quy định tại Thơng tư 22/200, Quyết định số của tăng trưởng cho vay bất thường đối với rủi 339/QĐ-TTg giai đoạn 2013 – 2020). Do đĩ, khi ro của ngân hàng Việt Nam, sử dụng dữ liệu các ngân hàng duy trì mức tăng trưởng cho vay bảng cân bằng, bao gồm 390 quan sát của 30 trung bình của tồn hệ thống ngân hàng, bất kỳ ngân hàng từ năm 2007 đến năm 2019. Bằng khoản cho vay bất thường nào phát sinh phải phương pháp hồi quy gộp (pooled OLS), mơ được lựa chọn cẩn thận (nghĩa là chúng phải hình hiệu ứng cố định (FEM), mơ hình hiệu ứng được định giá cao hơn các tài sản khác) hoặc ngẫu nhiên (REM) và phương pháp moment thậm chí ngân hàng cĩ thể giảm tăng trưởng tổng quát (GMM). Kết quả của cho thấy, tăng cho vay trong cả giai đoạn mở rộng hoặc thu trưởng cho vay bất thường bước đầu đã giúp hẹp trong các kỳ sau đảm bảo đáp ứng yêu cầu các ngân hàng giảm bớt rủi ro. Tuy nhiên, mối của Ngân hàng Nhà nước. Tuy nhiên, nếu tăng quan hệ này là hình phi tuyến tính và khơng trưởng cho vay bất thường tiếp tục trong thời đồng nhất. Phát hiện của nghiên cứu cho thấy gian dài, nĩ cĩ thể ảnh hưởng ngược lại đến việc theo đuổi cho vay quá nhiều cĩ nhiều khả việc chấp nhận rủi ro. Chi tiết hơn, tăng trưởng năng dẫn đến việc ngân hàng phải chấp nhận tín dụng bất thường trong một thời gian dài rủi ro lớn hơn. Bên cạnh đĩ, quy mơ ngân hàng dẫn đến sự gia tăng mức độ rủi ro của các ngân và tỷ lệ tăng trưởng kinh tế cũng được tìm thấy hàng, kéo theo sự gia tăng cả mất khả năng trong nghiên cứu. Từ kết quả nghiên cứu, bài thanh tốn và rủi ro tín dụng. Điều này hỗ trợ viết đưa ra một số gợi ý nhằm hạn chế rủi ro cho kết quả của hầu hết các nghiên cứu ở các ngân hàng đĩ là việc theo đuổi cho vay quá thị trường mới nổi (Amador và cộng sự, 2013; nhiều cĩ nhiều khả năng dẫn đến việc ngân Kashif và cộng sự, 2016). Những phát hiện thú hàng phải chấp nhận rủi ro lớn hơn. vị của nghiên cứu được kỳ vọng sẽ bổ sung 5.2. Khuyến nghị thêm bằng chứng cho tài liệu ngân hàng về mối quan hệ giữa tăng trưởng cho vay bất thường và Từ kết quả nghiên cứu đưa ra một số việc chấp nhận rủi ro trong bối cảnh quy định khuyến nghị: nặng nề như Việt Nam. Thứ nhất, khơng nên khuyến khích các ngân Mối quan hệ tích cực giữa quy mơ ngân hàng hàng cho vay quá mức vì tăng trưởng cho vay (SIZE) và rủi ro ngân hàng, chứng tỏ rằng các khơng ổn định vượt quá ngưỡng sẽ kích thích ngân hàng lớn hơn cĩ thể đầu tư nhiều hơn vào rủi ro ngân hàng gia tăng hơn là giảm rủi ro. các tài sản rủi ro do hiệu ứng “quá lớn để thất Thứ hai, các mức độ rủi ro khác nhau của bại”. Phát hiện này trái ngược với kết quả của ngân hàng cần được xem xét do tác động khơng (Kashif và cộng sự, 2016) đồng nhất của tăng trưởng cho vay bất thường. Cuối cùng, tác động tiêu cực của Tỷ lệ tăng Cuối cùng tất cả những kết quả này đều nằm trong trường hợp tất cả các ngân hàng đã vượt trưởng (GDP) lên rủi ro ngân hàng (NPL) hỗ trần tỷ lệ vốn ngắn hạn cho vay trung và dài trợ quan điểm truyền thống rằng nhu cầu về hạn, như đã đề cập ở trên. Do đĩ, khơng nên dịch vụ và sản phẩm của ngân hàng ngày càng trì hỗn việc giảm tỷ lệ này trong khi cơ cấu tăng trong quá trình đi lên theo chu kỳ của nền huy động vốn của các ngân hàng vẫn hướng về kinh tế, dẫn đến lợi nhuận của ngân hàng cao nguồn vốn ngắn hạn do khách hàng lo ngại về hơn. Điều này phù hợp với những phát hiện biến động lãi suất dài hạn và tỷ giá tiền tệ. Trong của ( Le, 2020). bối cảnh thiếu thanh khoản, các ngân hàng cĩ 61
11. Tạp chí Nghiên cứu Tài chính – Marketing Số 66 – Tháng 12 Năm 2021 xu hướng dựa vào thị trường liên ngân hàng, do liệu mối quan hệ giữa tăng trưởng cho vay bất đĩ, tăng cường chấp nhận rủi ro. thường và rủi ro của ngân hàng cĩ khác nhau Thứ ba, trong tương lai cĩ thể nghiên cứu giữa các cơ cấu sở hữu ngân hàng, hoặc các ngân sâu hơn, hoặc mở rộng dữ liệu để kiểm tra xem hàng niêm yết và khơng niêm yết hay khơng. Tài Liệu Tham Khảo Adrian, T., & Shin, H. S. (2010). The changing nature of financial intermediation and the financial crisis of 2007– 2009. Annu. Rev. Econ., 2(1), 603-618. Alessi, L., & Detken, C. (2011). Quasi real time early warning indicators for costly asset price boom/bust cycles: A role for global liquidity. European Journal of Political Economy, 27(3), 520-533. Altunbas, Y., Gambacorta, L., & Marques-Ibanez, D. (2012). Do bank characteristics influence the effect of monetary policy on bank risk? Economics Letters, 117(1), 220-222. Amador, J. S., Gĩmez-González, J. E., & Pabĩn, A. M. (2013). Loan growth and bank risk: new evidence. Financial Markets and Portfolio Management, 27(4), 365-379. Arellano, M. (2002). Sargan’s intrumental variables estimation and the generalized method of moments. Journal of Business & Economic Statistics, 20(4), 450-459. doi: Arellano, M., & Bover, O. (1995). Another look at the instrumental variable estimation of error-components models. Journal of econometrics, 68(1), 29-51. Bikker, J. A., & Metzemakers, P. A. (2005). Bank provisioning behaviour and procyclicality. Journal of International Financial Markets, Institutions and Money, 15(2), 141-157. Blundell, R., & Bond, S. (1998). Initial conditions and moment restrictions in dynamic panel data models. Journal of econometrics, 87(1), 115-143. Bond, S. R. (2002). Dynamic panel data models: a guide to micro data methods and practice. Portuguese economic journal, 1(2), 141-162. doi: Cecchetti, S., & Kharroubi, E. (2012). Reassessing the impact of finance on growth (No. 381). Bank for International Settlements. Clair, R. T. (1992). Loan growth and loan quality: some preliminary evidence from Texas banks. Economic Review, Federal Reserve Bank of Dallas, Third Quarter, 1992, 9-22. Cornelli, G., Frost, J., Gambacorta, L., Rau, R., Wardrop, R., & Ziegler, T. (2020). Fintech and big tech credit: A new database (No. 887). Bank for International Settlements. Dell’Ariccia, G., Igan, D., & Laeven, L. U. (2012). Credit booms and lending standards: Evidence from the subprime mortgage market. Journal of money, credit and banking, 44(2‐3), 367-384. Foos, D., Norden, L., & Weber, M. (2010). Loan growth and riskiness of banks. Journal of Banking & Finance, 34(12), 2929-2940. García-Herrero, A., Gavilá, S., & Santabárbara, D. (2009). What explains the low profitability of Chinese banks?. Journal of Banking & Finance, 33(11), 2080-2092. García-Suaza, A. F., Gĩmez-González, J. E., Pabĩn, A. M., & Tenjo-Galarza, F. (2012). The cyclical behavior of bank capital buffers in an emerging economy: Size does matter. Economic Modelling, 29(5), 1612-1617. Ghosh, S. (2010). Credit growth, bank soundness and financial fragility: Evidence from Indian banking sector. South Asia Economic Journal, 11(1), 69-98. Gorton, G. (2009). Information, liquidity, and the (ongoing) panic of 2007. American economic review, 99(2), 567-572. Gourinchas, P. O., Valdes, R. O., & Landerretche, O. (2001). Lending Booms: Latin America and the World. Economía, 1(2), 47-99. Hansen, L. P. (1982). Large sample properties of generalized method of moments estimators. Econometrica: journal of the Econometric Society, 50(4), 1029-1054. Hess, K., Grimes, A., & Holmes, M. (2009). Credit losses in Australasian banking. Economic Record, 85(270), 331-343. 62
12. Tạp chí Nghiên cứu Tài chính – Marketing Số 66 – Tháng 12 Năm 2021 Kashif, M., Iftikhar, S. F., & Iftikhar, K. (2016). Loan growth and bank solvency: evidence from the Pakistani banking sector. Financial Innovation, 2(1), 1-13. Keeton, W. R. (1999). Does faster loan growth lead to higher loan losses? Economic review-Federal reserve bank of Kansas City, 84(2), 57-75. Kindleberger, C. P., & Aliber, R. Z. (2011). Manias, panics and crashes: a history of financial crises: Palgrave Macmillan. Kưhler, M. (2012). Which banks are more risky? The impact of loan growth and business model on bank risk- taking (No. 33/2012). Deutsche Bundesbank. Laeven, L., & Majnoni, G. (2003). Loan loss provisioning and economic slowdowns: too much, too late? Journal of Financial Intermediation, 12(2), 178-197. Le, T. (2019). The interrelationship between liquidity creation and bank capital in Vietnamese banking. Managerial Finance, 45(2), 331-347. Le, T. D. (2020). The interrelationship among bank profitability, bank stability, and loan growth: Evidence from Vietnam. Cogent Business & Management, 7(1), 1840488. Lepetit, L., Nys, E., Rous, P., & Tarazi, A. (2008). The expansion of services in European banking: Implications for loan pricing and interest margins. Journal of Banking & Finance, 32(11), 2325-2335. Minsky, H. P. (1977). A theory of systemic fragility. Financial crises: Institutions and markets in a fragile environment, 138-152. Rossi, S. P., Schwaiger, M. S., & Winkler, G. (2009). How loan portfolio diversification affects risk, efficiency and capitalization: A managerial behavior model for Austrian banks. Journal of Banking & Finance, 33(12), 2218-2226. Saunders, A., Strock, E., & Travlos, N. G. (1990). Ownership structure, deregulation, and bank risk taking. The journal of finance, 45(2), 643-654. Schularick, M., & Taylor, A. M. (2012). Credit booms gone bust: Monetary policy, leverage cycles, and financial crises, 1870-2008. american economic review, 102(2), 1029-1061. Sinkey, J. F., & Greenawalt, M. B. (1991). Loan-loss experience and risk-taking behavior at large commercial banks. Journal of Financial Services Research, 5(1), 43-59. 63