The impact of credit risk on the performance of vietnamese commercial banks

Nội dung text: The impact of credit risk on the performance of vietnamese commercial banks

1. Journal of Finance – Marketing; Vol. 63, No. 3; 2021 ISSN: 1859-3690 DOI: ISSN: 1859-3690 TẠP CHÍ NGHIÊN CỨU TÀI CHÍNH - MARKETING Số 63 - Tháng 06 Năm 2021 Journal of Finance – Marketing JOURNAL OF FINANCE - MARKETING THE IMPACT OF CREDIT RISK ON THE PERFORMANCE OF VIETNAMESE COMMERCIAL BANKS Nguyen Thanh Dat1*, Thi Thi My Duyen1 & Le Hong Nga1 1Bac Lieu University ARTICLE INFO ABSTRACT DOI: The study surveyed 30 joint-stock commercial banks in Vietnam from 10.52932/jfm.vi63.164 2007 to 2019, the article uses a regression model with panel data through the Hausman test to choose the appropriate estimation method to test the Received: impact of the NPL ratio factors on the performance of commercial banks. January 18, 2021 The study found that credit risk indicators have a significant positive Accepted: effect on the profitability of banks. Besides, there is a positive relationship March 8, 2021 between bank size and bank performance. From the research results, the Published: author proposes several ideas to limit the impact of credit risk on the June 25, 2021 profitability of commercial banks in Vietnam. Keywords: Performance efficiency, Commercial banks, Credit risk. *Corresponding author: Email: nthdatblu@gmail.com 66
2. Tạp chí Nghiên cứu Tài chính – Marketing Số 63 – Tháng 6 Năm 2021 ISSN: 1859-3690 TẠP CHÍ NGHIÊN CỨU TÀI CHÍNH - MARKETING Số 63 - Tháng 06 Năm 2021 Tạp chí Nghiên cứu Tài chính – Marketing JOURNAL OF FINANCE - MARKETING TÁC ĐỘNG CỦA RỦI RO TÍN DỤNG ĐẾN HIỆU QUẢ HOẠT ĐỘNG CỦA CÁC NGÂN HÀNG THƯƠNG MẠI VIỆT NAM Nguyễn Thành Đạt1*, Thi Thị Mỹ Duyên1 & Lê Hồng Nga1 1Trường Đại học Bạc Liêu THÔNG TIN TÓM TẮT DOI: Nghiên cứu tiến hành khảo sát 30 ngân hàng thương mại (NHTM) Việt 10.52932/jfm.vi63.164 Nam từ năm 2007 – 2019, bài viết sử dụng mô hình hồi quy với dữ liệu bảng thông qua kiểm định hausman để chọn ra phương pháp ước lượng Ngày nhận: phù hợp để kiểm định tác động của các yếu tố tỷ lệ nợ xấu đến hiệu quả 18/01/2021 hoạt động của các ngân hàng thương mại cổ phần. Kết quả nghiên cứu chỉ ra rằng các chỉ số về rủi ro tín dụng có ảnh hưởng tích cực đáng kể đến Ngày nhận lại: khả năng sinh lời của ngân hàng. Ngoài ra, có một mối quan hệ tích cực 08/03/2021 giữa quy mô ngân hàng và hiệu quả hoạt động của ngân hàng. Từ kết quả Ngày đăng: nghiên cứu, tác giả đề xuất một số khuyến nghị nhằm hạn chế tác động của 25/06/2021 rủi ro tín dụng đến khả năng sinh lời của NHTM Việt Nam. Từ khóa: Hiệu quả hoạt động, ngân hàng thương mại (NHTM), rủi ro tín dụng. 1. Giới thiệu là yếu tố then chốt đối với sự phát triển của Hệ thống ngân hàng đóng vai trò quan nền kinh tế. Các ngân hàng phải chịu nhiều trọng đối với sự phát triển của nền kinh tế, rủi ro có thể ảnh hưởng đến hoạt động của là cầu nối cho vốn được luân chuyển từ nơi họ và khả năng sinh lời (Alshatti, 2015). Theo thừa vốn đến nơi có nhu cầu sử dụng. Do đó, Koch và MacDonald (2014), những rủi ro này sự ổn định của ngành ngân hàng được xem có thể được phân loại thành rủi ro tín dụng, rủi ro thị trường, rủi ro hoạt động, rủi ro thanh khoản, rủi ro pháp lý và rủi ro danh nghĩa. Mỗi yếu tố trong số chúng có thể ảnh *Tác giả liên hệ: hưởng tiêu cực đến vốn chủ sở hữu, giá trị thị Email: nthdatblu@gmail.com trường, nợ phải trả và hoạt động tài chính của 67
3. Tạp chí Nghiên cứu Tài chính – Marketing Số 63 – Tháng 6 Năm 2021 các ngân hàng. Ekinci & Poyraz (2019) tuyên nợ xấu gia tăng, hoạt động mua bán nợ với bố rằng một trong những hoạt động chính tạo công ty Quản lý tài sản (VAMC) được dự báo ra thu nhập cho các ngân hàng chính là hoạt sẽ diễn ra sôi động hơn và với khối lượng lớn động tín dụng, nhưng hoạt động tín dụng lại hơn trước. Tính đến thời điểm đầu năm 2020, là một trong những rủi ro lớn nhất mà các trên toàn hệ thống đã có 13 ngân hàng thực ngân hàng phải đối mặt. hiện tất toán toàn bộ trái phiếu VAMC (Hồ Theo Basle Committee on Banking Hữu Tín & Lê Đức Quang Tú, 2020). Đây Supervision và Bank for International cũng là thời điểm tròn 5 năm kết thúc kỳ hạn Settlements (2000), rủi ro tín dụng được của trái phiếu đặc biệt do VAMC phát hành. định nghĩa là khả năng một khách hàng vay Điều đó có nghĩa là các NHTM sẽ nhận lại nợ nhưng không thực hiện các cam kết đã những khoản nợ xấu không xử lý được sau thỏa thuận từ trước với ngân hàng. Boffey khi đã bán sang VAMC. Điều này dẫn đến nợ và Robson (1995) khẳng định loại rủi ro này xấu nội bản của các ngân hàng tăng lên. Do là rủi ro đáng kể nhất ảnh hưởng đến hoạt đó, điều cần thiết là các ngân hàng phải áp động của các ngân hàng, trong khi Saeed và dụng một cách tiếp cận hiệu quả để quản lý Zahid (2016) định nghĩa giá trị tín dụng là và giảm thiểu rủi ro tín dụng mà họ phải chịu. chỉ số quan trọng về sức khỏe tài chính và sự Cho nên tác giả nghiên cứu vấn đề này nhằm lành mạnh của các ngân hàng. Nghiên cứu đánh giá tác động của rủi ro tín dụng đối với của Nair và Fissha (2010) chỉ ra rằng tỷ lệ hoạt động kinh doanh thương mại các ngân nợ xấu cao trong các NHTM làm ảnh hưởng hàng ở Việt Nam và sau đó đưa ra đề xuất cho tiêu cực đến ngành ngân hàng. Tỷ lệ nợ xấu các nhà quản lý ngân hàng nhằm hạn chế rủi cao, một chỉ số về rủi ro tín dụng, có khả ro tín dụng hiệu quả hơn. năng giảm hiệu quả tài chính của ngân hàng. Ngân hàng càng phải đối mặt với rủi ro tín 2. Cơ sở lý thuyết và phương pháp nghiên cứu dụng nhiều hơn, thì khả năng xảy ra khủng 2.1. Cơ sở lý thuyết hoảng tài chính ngân hàng cao hơn. Nói cách khác, mức độ cao của rủi ro tín dụng có thể Thuyết chi phí đại diện: Lý thuyết này được dẫn đến mức rủi ro vỡ nợ cao, điều này sẽ giới thiệu nhằm giải thích tầm ảnh hưởng của gây ảnh hưởng cho ngân hàng người gửi tiền cơ cấu sở hữu đối với lợi nhuận. Theo đó, các (Bizuayehu, 2015). Bên cạnh đó trong thời nhà quản lý thường thực hiện các thể chế dựa gian qua, mặc dù các NHTM đã có những nỗ trên lợi ích của mình hơn là tối ưu hóa tài sản lực lớn trong việc xử lý nợ xấu nhưng tỷ lệ nợ và lợi ích của chủ sở hữu. Một cách hiệu quả xấu vẫn ở mức cao. Theo báo cáo tài chính để giải quyết mâu thuẫn đại diện là sở hữu hợp nhất đã công bố của các ngân hàng đến quản trị. Phương pháp này nhằm củng cố tỷ cuối tháng 6, nợ xấu của một số ngân hàng lệ sở hữu của các nhà quản lý trong công ty, có xu hướng tăng lên so với Quý I như VCB, giúp hài hòa lợi ích giữa nhà quản lý và công VPB, STB, VBB, LPB, ACB, cho thấy các ngân ty, buộc họ phải hành động vì lợi ích của các hàng hoạt động kém hiệu quả trong thời kỳ cổ đông. Nhìn từ góc độ này, có vẻ như các suy thoái và điều này sẽ làm tăng áp lực lên ngân hàng được sở hữu bởi cổ đông sẽ hoạt chất lượng tín dụng trong ngắn hạn. Tính động tốt hơn các ngân hàng tương hỗ, ngân đến hết Quý I năm 2020, các ngân hàng đã cơ hàng hợp tác xã hay ngân hàng Chính phủ. cấu lại thời hạn trả nợ cho trên 12.000 khách Thuyết phát tín hiệu: Lý thuyết này nói hàng với dư nợ 13,5 nghìn tỷ đồng, và đến về những thông tin khác nhau trong nội bộ giữa tháng 05/2020, con số dư nợ được cơ cấu như giữa các giám đốc và các bộ phận trong lại đã gần 138 nghìn tỷ đồng. Với tình hình công ty hay giữa các bên như các nhà đầu tư 68
4. Tạp chí Nghiên cứu Tài chính – Marketing Số 63 – Tháng 6 Năm 2021 (Ross, 1977). Theo đó, các nhà quản lý tiếp cận định nghĩa là khả năng một khách hàng vay được nhiều thông tin quan trọng về tình hình nợ nhưng không thực hiện các cam kết đã tài chính của công ty hơn người ngoài cuộc. thỏa thuận từ trước với ngân hàng. Boffey Trong khi đó, các nhà đầu tư bên ngoài lại phải và Robson (1995) cho rằng rủi ro tín dụng đối mặt với nhiều thông tin có thể khiến họ bị là rủi ro lớn nhất ảnh hưởng đến hiệu quả hiểu lầm khi đánh giá cơ hội đầu tư. Do đó, hoạt động của ngân hàng; đồng thời, Saeed và những biến động về cơ cấu vốn sẽ phát tín hiệu Zahid (2016) cũng xem giá trị tín dụng là một cho các bên ngoài nắm bắt được hiệu quả hoạt chỉ số quan trọng cho sức khỏe tài chính của động của công ty. các ngân hàng. Nair và Fissha (2010) cũng đã Thuyết chi phí giao dịch: Khái niệm chi phí nhận thấy các NHTM có hệ số nợ xấu cao và giao dịch lần đầu tiên được Coase (1995) đề hệ số này có tác động nghịch biến đến ngành cập trong bài của mình với tựa đề “Bản chất công nghiệp. Hệ số nợ xấu, một biến đo lường của doanh nghiệp”. Chi phí giao dịch bao gồm rủi ro tín dụng, có thể làm giảm hiệu quả hoạt thời gian và chi phí đàm phán, soạn thảo, và động tài chính của các ngân hàng. Một ngân thực thi các giao dịch hay hợp đồng. Thuyết hàng càng gặp nhiều rủi ro tín dụng thì khả này sau đó được Foss (1996) phát triển với bản năng ngân hàng đó đối mặt với khủng hoảng chất là khi đầu tư công nghệ sẽ làm giảm chi tài chính càng cao. Nói cách khác, mức rủi ro phí sản xuất và dẫn đến giá bán giảm như vậy tín dụng cao có thể dẫn đến mức rủi ro vỡ nợ chi phí giao dịch sẽ giảm cho người mua, đó là cao, cuối cùng sẽ làm nguy hại đến các khách khách hàng mua được sản phẩm giá rẻ nhưng hàng gửi tiền của ngân hàng (Bizuayehu, chất lượng là không đổi. Bên cạnh đó, Chen & 2015). Vì thế, các ngân hàng thực sự cần một Zhu (2004) cũng đã nghiên cứu công nghệ và phương pháp quản lý và hạn chế rủi ro tín năng suất, khi sử dụng công nghệ sẽ làm năng dụng hiệu quả. Việc quản lý rủi ro tín dụng suất tăng và chi phí giao dịch sẽ giảm. hiệu quả không những giúp các ngân hàng cải Các nghiên cứu trước thiện được tính bền vững và khả năng sinh lời trong hoạt động của mình mà còn đóng góp Rủi ro tín dụng được coi là loại rủi ro quan cho việc phân bổ vốn hiệu quả và sự ổn định trọng nhất đối với các NHTM. Bởi quản lý của nền kinh tế (Psillaki và cộng sự, 2010). rủi ro tín dụng hiệu quả, ngân hàng không Hiệu quả sử dụng vốn (CEE), hiệu quả sử chỉ nâng cao tính bền vững và lợi nhuận kinh dụng nguồn nhân lực (HCE) và cơ cấu vốn doanh của họ mà còn đóng góp vào sự ổn (SCE) có ảnh hưởng tích cực đến hiệu quả định kinh tế và phân phối vốn hiệu quả trong hoạt động tài chính của các ngân hàng (Lê nền kinh tế (Psillaki và cộng sự, 2010). Một Hồng Nga & Nguyễn Thành Đạt, 2021). loạt các nghiên cứu về mối quan hệ giữa rủi Hiện nay, trên thế giới đã có nhiều nghiên ro tín dụng và hoạt động của các ngân hàng cứu phân tích mối quan hệ giữa rủi ro tín dụng đã được thực hiện trên toàn thế giới. Trong và hiệu quả hoạt động của ngân hàng. Trong khi một số nghiên cứu ủng hộ tác động tích khi một số nghiên cứu tìm ra ảnh hưởng đồng cực của rủi ro tín dụng đối với lợi nhuận của biến của rủi ro tín dụng đến khả năng sinh các ngân hàng, những người khác cho rằng có lời của các ngân hàng, một số nghiên cứu mối quan hệ nghịch đảo giữa chúng. khác lại cho thấy mối quan hệ nghịch biến Theo Basle Committee on Banking giữa rủi ro tín dụng và khả năng sinh lời của Supervision và Bank for International ngân hàng. Boahene và cộng sự (2012) đã Settlements (2000), rủi ro tín dụng được kiểm định mối quan hệ giữa rủi ro tín dụng 69
5. Tạp chí Nghiên cứu Tài chính – Marketing Số 63 – Tháng 6 Năm 2021 và lợi nhuận tại 06 NHTM ở Ghana giai đoạn đến 2017, sử dụng hệ số nợ quá hạn/tổng dư 05 năm từ 2005 đến 2009. Tác giả sử dụng nợ để đo lường rủi ro tín dụng, sử dụng ROA 03 biến đo lường rủi ro tín dụng, gồm: hệ số và ROE là biến phụ thuộc. Ước lượng từ mô nợ xấu, hệ số khoanh nợ ròng (net charge- hình dữ liệu bảng chỉ ra mối quan hệ nghịch off rate) và hệ số lợi nhuận trước khi trích lập biến giữa rủi ro tín dụng và khả năng sinh lời. dự phòng/tổng dư nợ; trong khi đó, tỷ suất Tương tự, Hamza (2017) đã sử dụng ROA sinh lợi trên vốn chủ sở hữu (ROE) được sử và ROE để đo lường hiệu quả hoạt động khi dụng làm biến phụ thuộc. Kết quả hồi quy từ phân tích đối với các ngân hàng tại Pakistan, mô hình dữ liệu bảng chỉ ra rủi ro tín dụng kết quả nghiên cứu cho thấy hệ số dự phòng có mối quan hệ đồng biến với hiệu quả hoạt rủi ro tín dụng và tỷ số nợ xấu có mối quan động của ngân hàng, cho thấy các ngân hàng hệ nghịch biến với hiệu quả hoạt động ngân ở Ghana có khả năng sinh lời cao mặc dù chịu hàng. Phân tích 20 NHTM tại Uganda trong rủi ro tín dụng cao. Alshatti (2015) sử dụng giai đoạn 2006 – 2015, Serwadda (2018) đã sử mô hình dữ liệu bảng để kiểm định liệu các dụng mô hình dữ liệu bảng để kiểm định giả biến đo lường rủi ro tín dụng có mối tương thiết quản trị rủi ro tín dụng có tác động đến quan với hiệu quả hoạt động (được đo bằng lợi nhuận ngân hàng hay không; kết quả tác ROA và ROE) của các NHTM ở Jordan hay giả đã tìm ra hệ số ROA của các NHTM chịu không. Kết quả cho thấy hệ số nợ xấu/tổng tác động nghịch biến bởi nợ xấu, điều này dư nợ có ảnh hưởng đồng biến đến khả năng hàm ý rằng nợ xấu có thể ảnh hưởng lớn đến sinh lời của các ngân hàng. Tương tự, Saeed chất lượng tài sản của các NHTM ở Uganda. và Zahid (2016) thu thập dữ liệu từ 05 NHTM Liên quan đến ngành ngân hàng tại Trung lớn ở Vương Quốc Anh từ năm 2007 đến Quốc, Isanzu (2017) đã chỉ ra quan hệ nghịch 2015, sử dụng mô hình hồi quy tuyến tính để biến giữa hệ số nợ xấu và ROA của các ngân ước lượng tác động của rủi ro tín dụng được hàng, cho thấy rủi ro tín dụng cao sẽ có thể đo bởi nợ xấu đến khả năng sinh lời (được làm giảm hiệu quả hoạt động tài chính của đo bởi ROA và ROE); kết quả là tất cả các các ngân hàng thương mại Trung Quốc. Kết biến rủi ro tín dụng đều có tác động đồng quả này cũng tương đồng với kết quả thực biến đến hiệu quả hoạt động tài chính của các nghiệm được thực hiện bởi Kodithuwakku ngân hàng. Kết quả của các nghiên cứu trên (2015) tại Sri Lanka. Sử dụng mô hình partial giống với kết quả nghiên cứu của Afriyie và least squares (PLS), Gadzo và cộng sự (2019) tìm thấy rủi ro tín dụng (đại diện bởi hệ số Akotey (2012); Abiola và Olausi (2014). Gần nợ xấu và hệ số an toàn vốn tối thiểu CAR) đây, Le (2017) đã sử dụng mẫu dữ liệu gồm 40 có mối quan hệ nghịch biến với tỷ suất sinh ngân hàng trong giai đoạn 11 năm để nghiên lợi trên vốn chủ sở hữu (ROE) và tỷ lệ thu cứu các yếu tố ảnh hưởng đến lợi nhuận nhập lãi cận biên (NIM) của các ngân hàng tại của NHTM tại Việt Nam bằng phương pháp Ghana. Bên cạnh đó, kết quả nghiên cứu chỉ GMM (generalized method of moments). ra rằng rủi ro hoạt động có tác động nghịch Nghiên cứu sử dụng hệ số dự phòng rủi ro biến đến khả năng sinh lời của các ngân hàng. tín dụng/tổng dư nợ là biến độc lập của mô Nguyễn Thành Đạt (2020) cũng cho thấy có hình; kết quả chỉ ra biến đo lường rủi ro tín mối quan hệ ngược chiều giữa vốn ngân hàng dụng có mối quan hệ đồng biến với khả năng đến khả năng sinh lời và cùng chiều với rủi ro sinh lời của các NHTM Việt Nam. Ekinci và tín dụng. Bên cạnh đó, nghiên cứu còn cho Poyraz (2019) kiểm định mối quan hệ nêu thấy các yếu tố ảnh hưởng đến khả năng sinh trên với 26 ngân hàng tại Thổ Nhĩ Kỳ từ 2005 lời và rủi ro tín dụng ngân hàng bao gồm tăng 70
6. Tạp chí Nghiên cứu Tài chính – Marketing Số 63 – Tháng 6 Năm 2021 trưởng tín dụng, quy mô ngân hàng, GDP cứu này hướng đến việc phân tích tác động và lạm phát. Do còn tồn tại nhiều sự không của rủi ro tín dụng đến hiệu quả hoạt động tương đồng trong kết quả nghiên cứu trên thế của các NHTM tại Việt Nam, từ đó đưa ra các giới về mối quan hệ giữa rủi ro tín dụng và kiến nghị, đề xuất nhằm nâng cao hiệu quả khả năng sinh lời của các ngân hàng, nghiên quản trị rủi ro tín dụng cho các ngân hàng. Bảng 1. Các biến trong mô hình Tên biến Mô tả Công thức Dấu kì vọng ROA Tỷ suất sinh lợi trên tổng tài sản Lợi nhuận sau thuế/ Tổng tài sản + ROE Tỷ suất sinh lợi trên vốn chủ Lợi nhuận sau thuế/ Tổng vốn chủ + sở hữu sở hữu NIM Tỷ lệ thu nhập lãi cận biên Thu nhập lãi ròng/ Tổng tài sản có + sinh lãi NPLR Hệ số nợ xấu Nợ xấu/ Tổng dư nợ + LDR Hệ số dư nợ trên tiền gửi của Tổng dư nợ/ Tổng tiền gửi của + khách hàng khách hàng LLPR Hệ số dự phòng rủi ro tín dụng Dự phòng rủi ro tín dụng/Nợ + quá hạn SIZE Quy mô ngân hàng Logarit tổng tài sản + GDP Tăng trưởng kinh tế Tỷ lệ tăng trưởng + INF Lạm phát Tỷ lệ lạm phát + 2.2. Phương pháp nghiên cứu Yit = α + β.Credit riskit + γ.controlit + ε Dữ liệu nghiên cứu Trong đó: Mẫu nghiên cứu sau khi loại trừ các ngân Yit là hiệu quả tài chính của NHTM, được hàng không công bố đầy đủ và các ngân hàng đo lường bằng tỷ suất lợi nhuận trên tổng đã sáp nhập, bao gồm 30 ngân hàng với tổng tài sản (ROA) và tỷ suất sinh lợi trên vốn cộng 390 quan sát theo năm cho dữ liệu bảng chủ sở hữu (ROE), tỷ lệ thu nhập lãi cận trong 13 năm từ 2007 – 2019. Dữ liệu nghiên biên (NIM); cứu được thu thập từ báo cáo tài chính, bảng Credit riskit là rủi ro của ngân hàng gồm cân đối kế toán, bảng thuyết minh của các các biến NPLR, LLPR, LDR; NHTM Việt Nam từ 2007 – 2019. Chỉ số Controlit là tập hợp các biến kiểm soát; GDP, lạm phát, được thu thập từ báo cáo của i và t đại diện cho quan sát tương ứng với Tổng cục thống kê Việt Nam. NHTM thứ i trong năm t; Phương pháp nghiên cứu α, β, γ lần lượt là các hệ số hồi quy; còn ε là Mô hình nghiên cứu phần dư. Nghiên cứu được thực hiện dựa trên các Biến phụ thuộc dựa vào cách lựa chọn biến nghiên cứu trước Serwadda (2018), Gadzo phụ thuộc từ các nghiên cứu Alshatti (2015); và cộng sự (2019), Nguyễn Thành Đạt (2020) Ekinci & Poyraz (2019); Saeed & Zahid mô hình hồi quy được trình bày tổng quát (2016); Hamza (2017); Gadzo và cộng sự như sau: (2019). Nghiên cứu sử dụng 03 biến đo lường 71
7. Tạp chí Nghiên cứu Tài chính – Marketing Số 63 – Tháng 6 Năm 2021 khả năng sinh lợi của các NHTM, gồm: tỷ và mô hình tác động ngẫu nhiên RE. Tiếp suất sinh lợi trên tổng tài sản (ROA), tỷ suất theo dùng kiểm định Hausman giúp lựa chọn sinh lợi trên vốn chủ sở hữu (ROE) và tỷ lệ giữa mô hình FE và RE, nếu giá trị Prob của thu nhập lãi cận biên (NIM). kiểm định Hausman > α = 0,05 thì bác bỏ giả Kĩ thuật hồi quy bảng được sử dụng để thuyết H0 tức mô hình RE phù hợp, ngược lại phân tích tác động của các biến đối với NPL. thì FE phù hợp. Trong nghiên cứu này tác giả sẽ lần lượt thực hiện hồi quy mô hình tác động cố định FE, 3. Kết quả và thảo luận Bảng 2. Thống kê mô tả Số Trung Độ lệch Giá trị Giá trị Tên biến quan sát bình chuẩn nhỏ nhất lớn nhất ROA 390 0,068 0,007 -0,055 0,059 ROE 390 0,088 0,080 -0,045 0,362 NIM 390 0,032 0,015 -0,008 0,154 NPLR 390 0,028 0,061 0,000 1,000 LDR 390 0,804 0,303 0,382 3,133 LLPR 390 0,385 0,439 0,009 6,308 SIZE 390 20,732 1,228 15,018 21,122 GDP 390 0,063 0,085 0,050 0,084 INF 390 0,078 0,062 0,006 0,231 Bảng 2 cho thấy biến ROA có giá trị trung được trình bày ở bảng 3. Kiểm định Breusch bình 0,068, giá trị nhỏ nhất -0,055 và giá trị – Pagan cho mô hình FE cho kết quả Prob > lớn nhất là 0,059. Bên cạnh đó biến ROE và Chi 2 = 1,000 > α = 0,05 nên mô hình không NIM có giá trị trung bình lần lượt là 0,088 và có xảy ra hiện tượng phương sai sai số thay 0,032, đồng thời giá trị nhỏ nhất và lớn nhất đổi. Đồng thời kiểm định tự tương quan theo là -0,045, -0,008 và 0,362 và 0,154. Worldridge cho Prob > Chi 2 = 0,13 > α = Kết quả kiểm định Hausman để lựa chọn 0,05 nên mô hình không xảy ra hiện tượng giữa mô hình FE và RE, kết quả kiểm định tự tương quan. Kiểm định đa cộng tuyến hệ cho ra giá trị (Prob < Chi 2 = 0,021 <α = 0,05); số tương quan VIF không có trường hợp nào (Prob < Chi 2 = 0,004 < α = 0,05); (Prob < vượt quá 10. Độ lớn của các hệ số tương quan Chi 2 = 0,001 < α = 0,05) nên ta chấp nhận chỉ ra rằng khả năng xuất hiện đa cộng tuyến giả thuyết H0, mô hình FE phù hợp hơn RE. trong mô hình hồi quy là thấp (Hair và cộng Kết quả phân tích hồi quy theo mô hình FE sự, 2010). Bảng 3. Kết quả mô hình tác động cố định (FEM) TÊN BIẾN ROA ROE NIM NPLR 0,018* 0,087* 0,006 (0,007) (0,053) (0,005) LDR 0,005* 0,052* 0,018 (0,004) (0,042) (0,009) 72
8. Tạp chí Nghiên cứu Tài chính – Marketing Số 63 – Tháng 6 Năm 2021 TÊN BIẾN ROA ROE NIM LLPR 0,003 0,008 0,006* (0,002) (0,004) (0,005) SIZE 0,004 0,070 0,004 (0,003) (0,032) (0,003) GDP -5,412* -41,735* -6,432 (3,125) (56,387) (3,875) INF -0,312 -4,754 -0,365 (0,165) (2,643) (0,352) Số quan sát 388 388 388 R bình phương 0,260 0,201 0,243 Prob > F 0,000 0,000 0,000 Ghi chú: Mức ý nghĩa * biểu thị P < 0,1; biểu thị P < 0,05; biểu thị P < 0,01. Như kết quả ở bảng trên ta thấy được mô Trong cả 03 mô hình, tham số ước lượng của hình 1 có ý nghĩa ở mức 26% điều này cho hệ số dư nợ trên tiền gửi của khách hàng (LDR) thấy các biến trong mô hình 1 giải thích được mang giá trị dương và đều có ý nghĩa thống kê, khoảng 26% của ROA và mô hình 3 có ý kết quả này tương đồng với Bizuayehu (2015), nghĩa ở mức trên 24% điều này cho thấy các Kolapo và cộng sự (2012), cho thấy sự gia tăng biến trong mô hình 3 giải thích được khoảng trong hệ số này có thể làm tăng hiệu quả hoạt 24% của NIM, còn mô hình 2 thì mức ý nghĩa động tài chính của ngân hàng. Nói cách khác, là 20% tức là các biến trong mô hình chỉ giải ngân hàng càng mở rộng hoạt động tín dụng thích được 20% biến ROE thì có xu hướng gia tăng được lợi nhuận của Kết quả nghiên cứu cho thấy hệ số nợ xấu mình (Bizuayehu, 2015). (NPLR) có tác động đồng biến đến ROA và Ngoài ra, mối quan hệ tích cực đáng kể ROE, và có ý nghĩa thống kê ở mức 10%. Điều giữa tỷ lệ dự phòng rủi ro cho vay (LLPR) và này chỉ ra rằng sự gia tăng trong nợ xấu có khả năng sinh lời của các ngân hàng được tìm thể làm tăng khả năng sinh lời của các ngân thấy trong mô hình (2) và (3), kết quả phù hàng. Mối quan hệ đồng biến này cũng đồng hợp với các nghiên cứu của Gizaw và cộng sự nhất với kết quả của Afriyie & Akotey (2012); (2015), Nwanna và Oguezue (2017). Điều này Abiola & Olausi (2014); Alshatti (2015); trái với quan điểm lý thuyết của Serwadda Saeed & Zahid (2016); Boahene và cộng sự (2018). Theo Gizaw và cộng sự (2015), mối (2012). Khi đối mặt với rủi ro tín dụng, các ngân hàng có thể sẽ tăng phần bù rủi ro vỡ nợ quan hệ tích cực giữa LLPR và hiệu quả hoạt lớn hơn mức rủi ro thực tế, dẫn đến làm tăng động của ngân hàng có thể gợi ý rằng các nhà thu nhập của họ (Boahene và cộng sự, 2012). quản lý ngân hàng coi hoạt động kinh doanh Theo Afriyie và Akotey (2012), điều này cũng cho vay trong lĩnh vực ngân hàng là rủi ro mặc đồng nghĩa với việc ngân hàng không có một dù có lợi nhuận. Trong khi đó, Anandarajan phương pháp quản trị rủi ro tín dụng hiệu và cộng sự (2003) khẳng định có mối quan hệ quả, bởi lẽ họ chỉ đơn giản là chuyển phần bù tích cực của hệ số mô tả rằng dự phòng rủi ro rủi ro vỡ nợ cho khách hàng dưới hình thức cho vay có thể được sử dụng để thao túng thu tăng lãi suất cho vay. nhập, nghĩa là cho vay dự phòng tổn thất sẽ 73
9. Tạp chí Nghiên cứu Tài chính – Marketing Số 63 – Tháng 6 Năm 2021 được giảm để quản lý thu nhập khi thu nhập 4.2. Khuyến nghị của ngân hàng giảm. Kết quả nghiên cứu chỉ ra rằng rủi ro tín Biến quy mô ngân hàng (SIZE) dương và có dụng có mối quan hệ đồng biến và có ý nghĩa ý nghĩa thống kê, chứng tỏ rằng ngân hàng có thống kê với khả năng sinh lời của các ngân quy mô càng lớn thì khả năng sinh lời càng cao. hàng. Cho nên cần kiểm soát chặt chẽ hoạt Nói cách khác, các ngân hàng có được lợi thế về động tín dụng, cần có các biện pháp tích cực chi phí (Ekinci & Poyraz, 2019). xử lý nợ xấu bằng cách trích lập dự phòng, thu hồi nợ từ khách hàng để gia tăng chất 4. Kết luận và khuyến nghị lượng tài sản cho vay, từ đó tối ưu hóa hiệu 4.1. Kết luận quả hoạt động, góp phần nâng cao sức cạnh Các nghiên cứu trước đây về mối quan hệ tranh của ngân hàng. giữa rủi ro tín dụng và hiệu quả hoạt động của các ngân hàng cho ra nhiều kết quả khác Bên cạnh đó cần kiểm soát tốt các chi phí, nhau, nghiên cứu này nhằm phân tích tác cải thiện năng suất và mở rộng quy mô nguồn động của rủi ro tín dụng đối với khả năng sinh lực để nâng cao sức cạnh tranh của ngân hàng. lời của các ngân hàng thương mại cổ phần tại Ngoài ra cần quan tâm đến công tác Việt Nam. Kết quả nghiên cứu cho thấy rằng huy động vốn bằng các chính sách: Triển các chỉ số về rủi ro tín dụng có mối quan hệ khai chính sách thu hút khách hàng như: tích cực và có ý nghĩa thống kê với khả năng sinh lời của các ngân hàng, điều này cho thấy Marketing, lãi suất, nâng cao chất lượng phục các NHTM ở Việt Nam có xu hướng hưởng vụ, dịch vụ ngân hàng cung cấp và mở rộng lợi từ rủi ro tín dụng bằng việc cho vay lãi suất hoạt động kinh doanh. Khi ngân hàng huy cao. Ngoài ra, các ngân hàng có thể tận dụng động được tiền gửi cũng góp phần làm giảm lợi thế của quy mô kinh tế để cải thiện hiệu tỷ lệ vốn chủ sở hữu trên tổng tài sản, góp quả tài chính của họ. phần cải thiện hiệu quả hoạt động. TÀI LIỆU THAM KHẢO Abiola, I., & Olausi, A. S. (2014). The impact of credit risk management on the commercial banks performance in Nigeria. International Journal of Management and Sustainability, 3(5), 295-306. Afriyie, H. O., & Akotey, J. O. (2012). Credit risk management and profitability of selected rural banks in Ghana. Working Paper, Catholic University College of Ghana. Alshatti, A. S. (2015). The effect of credit risk management on financial performance of the Jordanian commercial banks. Investment management and financial innovations, 12(1-2), 338-345. Anandarajan, A., Hasan, I., & Lozano-Vivas, A. (2003). The role of loan loss provisions in earnings management, capital management, and signaling: The Spanish experience. Advances in International Accounting, 16, 45-65. Basle Committee on Banking Supervision, & Bank for International Settlements (2000). Principles for the management of credit risk: Bank for International Settlements. Bizuayehu, M. (2015). The impact of credit risk on financial performance of banks in Ethiopia. Unpublished M.Sc Thesis, Addis Ababa University. Boahene, S. H., Dasah, J., & Agyei, S. K. (2012). Credit risk and profitability of selected banks in Ghana. Research Journal of finance and accounting, 3(7), 6-14. Boffey, R., & Robson, G. N. (1995). Bank credit risk management. Managerial Finance, 21(1), 66. 74
10. Tạp chí Nghiên cứu Tài chính – Marketing Số 63 – Tháng 6 Năm 2021 Chen, Y., & Zhu, J. (2004). Measuring information technology’s indirect impact on firm performance. Information Technology and Management, 5(1), 9-22. Coase, R. H. (1995). The nature of the firm.Essential readings in economics, 37-54. London: Palgrave. Ekinci, R., & Poyraz, G. (2019). The effect of credit risk on financial performance of deposit banks in Turkey. Procedia Computer Science, 158, 979-987. Foss, K. (1996). Transaction costs and technological development: the case of the Danish fruit and vegetable industry. Research Policy, 25(4), 531-547. Gadzo, S. G., Kportorgbi, H. K., & Gatsi, J. G. (2019). Credit risk and operational risk on financial performance of universal banks in Ghana: A partial least squared structural equation model (PLS SEM) approach. Cogent Economics & Finance, 7(1), 1589406. Gizaw, M., Kebede, M., & Selvaraj, S. (2015). The impact of credit risk on profitability performance of commercial banks in Ethiopia. African Journal of Business Management, 9(2), 59-66. Hair, J. F., Black, W. C., Babin, B. J., & Anderson, R. E. (2010). Multivariate Data Analysis (7th ed.). Harlow, UK: Pearson. Hamza, S. M. (2017). Impact of credit risk management on banks performance: A case study in Pakistan banks. European Journal of Business and Management, 9(1), 57-64. Isanzu, J. S. (2017). The impact of credit risk on financial performance of Chinese banks. Journal of International Business Research and Marketing, 2(3). Koch, T. W., & MacDonald, S. S. (2014). Bank management: Nelson Education. Kodithuwakku, S. (2015). Impact of credit risk management on the performance of commercial banks in Sri Lanka. International Journal of Scientific Research and Innovative Technology, 2(7), 1-6. Kolapo, T. F., Ayeni, R. K., & Oke, M. O. (2012). Credit risk and commercial banks’performance in nigeria: a panel model approach. Australian journal of business and management research, 2(2), 31. Le, T. (2017). The determinants of commercial bank profitability in Vietnam. Available at SSRN: https:// ssrn.com/abstract=3048571. doi:10.2139/ssrn.3048571 Lê Hồng Nga & Nguyễn Thành Đạt (2021). Tác động của vốn trí tuệ đến hiệu quả hoạt động của các ngân hàng thương mại tại Việt Nam. Tạp Chí Nghiên cứu Tài chính – Marketing, 1(61). org/10.52932/jfm.v1i61.66 Nair, A., & Fissha, A. (2010). Rural banking: The case of rural and community banks in Ghana. Agriculture and Rural Development Discussion Paper No. 48. The World Bank. Nguyễn Thành Đạt (2020). Nguồn vốn ngân hàng ảnh hưởng đến khả năng sinh lời và rủi ro tín dụng của ngân hàng thương mại cổ phẩn Việt Nam. Tạp Chí Nghiên cứu Tài chính – Marketing, (52), 12-21. Nwanna, I. O., & Oguezue, F. C. (2017). Effect of credit management on profitability of deposit money banks in Nigeria. IIARD International Journal of Banking and Finance Research, 3(2), 137-161. Psillaki, M., Tsolas, I. E., & Margaritis, D. (2010). Evaluation of credit risk based on firm performance. European journal of operational research, 201(3), 873-881. Ross, S. A. (1977). The determination of financial structure: the incentive-signalling approach. The Bell Journal of Economics, 8(1), 23-40. Saeed, M., & Zahid, N. (2016). The impact of credit risk on profitability of the commercial banks. Journal of Business & Financial Affairs, 5(2), 2167-0234. Serwadda, I. (2018). Impact of credit risk management systems on the financial performance of commercial banks in Uganda. Acta Universitatis Agriculturae et Silviculturae Mendelianae Brunensis, 66(6), 1627-1635. 75