Kết quả từ bảng 3.12 cho thấy hệ số phóng đại phương sai của các biến đều rất nhỏ và có giá trị trung bình là 1.42. Điều này chứng tỏ mô hình có hiện tượng đa cộng tuyến rất yếu, không đáng kể và không gây ảnh hưởng đến kết quả ước lượng.
3.3.3.4 Kết quả hồi quy
Bảng 3.13 Kết quả hồi quy
POOLED_OLS | FEM | REM | |
NPL | 0.908 | -0.176 | -0.156 |
(0.656) | (0.211) | (0.212) | |
LA | 0.176** | 0.111*** | 0.118*** |
(0.078) | (0.040) | (0.040) | |
NIR | 0.280 | -0.994*** | -0.996*** |
(1.295) | (0.373) | (0.375) | |
LEV | 1.229*** | 1.412*** | 1.415*** |
(0.226) | (0.062) | (0.062) | |
SIZE | 2.266* | -1.227* | -1.048* |
(1.167) | (0.593) | (0.589) | |
GDPGR | 3.000* | -0.451 | -0.324 |
(1.731) | (0.563) | (0.564) | |
INF | 0.126 | 0.067 | 0.071 |
(0.179) | (0.051) | (0.051) | |
Constant | -55.299** | 36.738*** | 32.111** |
(25.643) | (13.918) | (14.144) | |
R2 | 0.3319 | 0.2519 | 0.2564 |
Có thể bạn quan tâm!
-
Ảnh Hưởng Của Rủi Ro Tín Dụng Lên Nguy Cơ Phá Sản Tại Các Ngân Hàng Thương Mại Việt Nam -
Tỷ Lệ Dự Phòng Rủi Ro Tín Dụng Của Các Ngân Hàng Thương Mại Việt Nam Giai Đoạn 2006-2014 -
Kiểm Định Ảnh Hưởng Rủi Ro Tín Dụng Lện Nguy Cơ Phá Sản Tại Các Ngân Hàng Thương Mại Việt Nam -
Giải Pháp Hạn Chế Nguy Cơ Phá Sản Tại Ngân Hàng Thương Mại Thông Qua Kiểm Soát Ảnh Hưởng Của Rủi Ro Tín Dụng -
Ảnh hưởng của rủi ro tín dụng lên nguy cơ phá sản tại các ngân hàng thương mại Việt Nam - 11 -
Ảnh hưởng của rủi ro tín dụng lên nguy cơ phá sản tại các ngân hàng thương mại Việt Nam - 12
Xem toàn bộ 103 trang tài liệu này.
* có mức ý nghĩa 10%; ** có mức ý nghĩa 5%;*** có mức ý nghĩa 1%. Trong dấu ngoặc đơn là sai số chuẩn (Std. Error).
Nguồn: Tính toán của tác giả
Để tìm hiểu về tác động của rủi ro tín dụng đến chỉ số Z-score hay nguy cơ phá sản tại các ngân hàng thương mại Việt Nam, tác giả đã tiếp cân theo 3 phương pháp ước lượng mô hình dữ liệu bảng (bảng 3.13) bao gồm mô hình hồi quy tuyến tính cổ điển (Pooled_OLS), mô hình tác động cố định (FEM) và mô hình tác động ngẫu nhiên (REM). Tiếp theo, tác giả dựa vào các phân tích kiểm định Likelihood radio test, kiểm định Breusch- Pagan, và kiểm định Hausman để chọn ra mô hình phù hợp.
Kiểm định Likelihood radio test lựa chọn giữa mô hình Pooled_OLS và FEM
Từ kết quả hồi quy của mô hình tác động cố định FEM (xem ở phần phụ lục 2), p-value có giá trị là 0.0000<0.05 nên kết luận bác bỏ giả thuyết Ho: dùng phương pháp Pooled_OLS sẽ tích hợp hơn. Như vậy mô hình FEM sẽ thích hợp hơn mô hình Pooled_OLS.
Kiểm định Breusch- Pagan lựa chọn giữa mô hình Pooled_OLS và REM
Kiểm định Breusch- Pagan (xem ở phần phụ lục 3) cho kết quả p-value = 0.0000, do đó với mức ý nghĩa 5% có cơ sở bác bỏ giả thuyết Ho tức phương sai không thay đổi. Như vậy, mô hình vi phạm giả thiết phương sai không đổi trong mô hình hồi quy tuyến tính cổ điển Gauss. Đồng thời kiểm định này khẳng định mô hình tác động ngẫu nhiên (REM) phù hợp hơn mô hình Pooled_OLS.
Kiểm định Hausman lựa chọn giữa mô hình REM và FEM
Kiểm định Hausman (xem ở phần phụ lục 4) cho kết quả prob (chi-squared) = 0.0400 <0.05, do đó với mức ý nghĩa 5%, bác bỏ giả thuyết Ho, nên chúng ta kết luận rằng có sự khác biệt giữa mô hình tác động cố định (FEM)và mô hình tác động ngẫu nhiên (REM) một cách có ý nghĩa thống kê. Trong trường hợp này, mô hình tác động cố định FEM phù hợp hơn do phưng pháp này kông làm mất quá nhiều bậc tự do và hạn chế vấn đề đa cộng tuyến.
Kiểm định phương sai thay đổi đối với mô hình FEM
Hiên
tươn
g phương sai thay đổi có thể ảnh hưởng đến tính hiêu
quả của ước
lươn
g mô hình và mất đi tính tin cây
của kiểm điṇ h hê ̣số . Sử dụng kiểm định Wald
để kiểm định phương sai thay đổi trong mô hình FEM với giả thuyết kiểm định như sau:
+ Giả thuyết H0: Mô hình không có hiện tượng phương sai thay đổi.
+ Giả thuyết H1: Mô hình có hiện tượng phương sai thay đổi.
Kết quả kiểm định ( phụ lục 5) cho thấy giá trị p-value=0.0000< 0.05, do đó bác bỏ giả thiết Ho, mô hình FEM có phương sai thay đổi.
Kiểm định tự tương quan
Hiên
tươn
g tư ̣ tương quan phần dư có thể ảnh hưởng đến tính hiêu
quả của
ước lượng mô hình cũng như làm mất đi đ ộ tin cây
của kiểm điṇ h hê ̣số . Để kiểm
tra hiện tượng tự tương quan, tác giả sử dụng phương pháp kiểm định Wooldridge với thuyết kiểm định như sau:
+ Giả thuyết H0: Mô hình không có hiện tượng tự tương quan bậc 1.
+ Giả thuyết H1: Mô hình có hiện tượng tự tương quan bậc 1.
Kết quả kiểm định ( phụ lục 6) cho thấy giá trị p-value=0.0008< 0.05, do đó bác bỏ giả thiết Ho, mô hình có hiện tượng tự tương quan.
Khắc phục hiện tượng phương sai thay đổi và hiện tượng tự tương quan
Khắc phục hiện tượng phương sai thay đổi và hiện tượng tự tương quan bằng phương pháp bình phương bé nhất tổng quát khả thi (Feasible general least square – FGLS) với biến giả i.year với mục đích mô phỏng lại hiệu ứng của mô hình tác động cố định (FEM). Mô hình GLS được xem là mô hình cuối cùng trong bài nghiên cứu nhằm giải thích mối tương quan giữa rủi ro tín dụng và nguy cơ phá sản tại ngân hàng thương mại.
Bảng 3.14 Kết quả hồi quy GLS
Panels: heteroskedastic | ||||||
Correlation: panel-specific AR(1) | ||||||
Z-score | Coef. | Std. Err. | z | P>z | [95% Conf. Interval] | |
SIZE | -0.2778284 | 0.1629647 | -1.70 | 0.088 | -0.5972333 | 0.0415765 |
LEV | 0 .094976 | 0.0269976 | 3.52 | 0.000 | 0 .0420616 | 0.1478904 |
NIR | -0.0405445 | 0.2821294 | -0.14 | 0.886 | -0.5935081 | 0.512419 |
LA | 1.376122 | 0.0466358 | 29.51 | 0.000 | 1.284718 | 1.467527 |
GDPGR | 1.104918 | 0.6920563 | 1.60 | 0.110 | -0.2514874 | 2.461323 |
NPL | 1.267242 | 1.026031 | 1.24 | 0.217 | -0.7437413 | 3.278226 |
INF | 0.5992704 | 0.2904409 | 2.06 | 0.039 | 0.0300167 | 1.168524 |
year | ||||||
2007 | -0.8819094 | 1.07294 | -0.82 | 0.411 | -2.984834 | 1.221015 |
2008 | -8.7153 | 4.268912 | -2.04 | 0.041 | -17.08221 | -0.348385 |
2009 | 0.8632335 | 1.032935 | 0.84 | 0.403 | -1.161283 | 2.88775 |
2010 | -2.192858 | 1.430231 | -1.53 | 0.125 | -4.99606 | 0.6103431 |
2011 | -6.944278 | 3.99949 | -1.74 | 0.083 | -14.78314 | 0.8945789 |
2012 | -1.180685 | 0.7584811 | -1.56 | 0.120 | -2.66728 | 0.3059111 |
2013 | 0 (omitted) | |||||
2014 | 0 (omitted) | |||||
_cons | -22.32553 | 19.39 | -1.15 | 0.250 | -60.32924 | 15.67817 |
Nguồn:Tính toán của tác giả
3.4 Đánh giá ảnh hưởng rủi ro tín dụng lện nguy cơ phá sản tại các ngân hàng thương mại Việt Nam
Do chỉ số Z-score đại diện cho tính ổn định nên ngược chiều với nguy cơ phá sản( nguy cơ phá sản = -Z-score). Kéo theo đó, mối quan hệ giữa biến độc lập và Z-score cũng trái ngược với mối quan hệ giữa biến độc lập với nguy cơ phá sản.
Bảng 3.15 Tổng hợp kết quả mối quan hệ giữa biến độc lập và nguy cơ phá sản
Quan hệ với Z-score | Quan hệ với Nguy cơ phá sản | ||
Kỳ vọng | Kết quả | Kết quả | |
NPL | Nghịch biến (-) | Nghịch biến (-) | Đồng biến (+) |
LA | Nghịch biến (-) | Đồng biến (+) | Nghịch biến (-) |
NIR | Đồng biến (+) | Không có ý nghĩa thống kê | Không có ý nghĩa thống kê |
LEV | Đồng biến (+) | Đồng biến (+) | Nghịch biến (-) |
SIZE | Đồng biến (+) | Không có ý nghĩa thống kê | Không có ý nghĩa thống kê |
GDPGR | Đồng biến (+) | Không có ý nghĩa thống kê | Không có ý nghĩa thống kê |
INF | Đồng biến (+) | Đồng biến (+) | Nghịch biến (-) |
Nguồn: tác giả tổng hợp
Tỷ lệ nợ xấu - biến NPL
Đối với biến tỷ lệ nợ xấu thể hiển mối tương quan âm (-) với Z-score, như vây thương quan đồng biến (+) đối nguy cơ phá sản ngân hàng, có ý nghĩa thống kê (mức ý nghĩa 10%) trong mối quan hệ với nguy cơ phá của ngân hàng thương mại Việt Nam trong giai đoạn 2006-2014. Điều này phù hợp với các nghiên cứu trước đây của Ivičić, Kunovac, Ljubaj (2008), Almarzoqi, Naceur và D.Scopelliti (2015), nợ xấu tăng lên khiến cho chất lượng tài sản sản bị giảm, tăng chi phí dự phòng nợ xấu, xử lý nợ làm giảm lợi nhuận, từ đó làm gia tăng nguy cơ phá sản tại ngân hàng thương mại.
Tuy nhiên, mức ý nghĩa yếu, điều đã được đề cập trong nghiên cứu của Ivičić, Kunovac, Ljubaj (2008). Có thể lý giải nguyên nhân là do xuất phát từ việc các Ngân Hàng thương mại Việt Nam công bố các khoản nợ xấu chưa thật đầy đủ, chính xác, còn nhiều vấn đề. Hoặc do tác động của nợ xấu đến nguy cơ phá sản ngân hàng chưa thật rò ràng, Việc tăng vốn chủ sở hữu nhằm làm tăng tính ổn định
phụ thuộc nhiều vào chiến lượt của từng ngân hàng, vẫn bỉ ảnh hưởng bởi quy định nhà nước.
Tỷ lệ tổng dư nợ tín dụng trên tổng tài sản – biến LA
Trái với kì vọng về dấu, tỷ lệ tổng dư nợ tín dụng có quan hệ nghịch biến (-) với nguy cơ phá sản tại ngân hàng và có ý nghĩa thống kê (mức ý nghĩa 1%;). Tuy nhiên điều này giống với kết quả nghiên cứu đối với các ngân hàng hàng tiết kiệm chuyên phục vụ cho khách hàng cá nhân (Marcoa và Fernández, 2008). Đối với ngân hàng này, việc tăng tỷ lệ tổng dư nợ tín dụng trên tổng tài sản làm tăng lợn nhuận, việc cho vay đối với khách hàng cá nhân thường ít rủi ro hơn khách hàng doanh nghiệp. Hay theo Altaee (2013) lý giải do kinh doanh cho vay hiệu quả trong các lĩnh vực chuyên biệt, sử dụng chính sách mở rộng khoản vay dẫn đến sự gia tăng thu nhập. Ở Việt Nam, việc giảm tỷ lệ tổng dư nợ tín dụng đột ngột do mất khách hàng cũng sẽ ảnh hưởng rất lớn tới lợi nhuận của ngân hàng, từ đó gia tăng dộ bất ổn tại ngân hàng.
Tỷ lệ thu nhập lãi thuần – biến NIR
Tỷ lệ thu nhập lãi thuần = Thu nhập lãi thuần/Tổng tài sản. Tỷ lệ này có quan hệ thuận (+) với nguy cơ phá sản tại ngân hàng , tuy nhiên chưa có ý nghĩa thống kê. Cần suy xét đến nguy cơ gia tăng rủi ro khi đa dạng hóa. Köhler (2012) đã đề cập đến khả năng gia tăng thu nhập ngoài lãi bằng việc tích cực tham gia vào giao dịch các tài sản biến động lớn như hoạt động chúng khoán có thể làm gia nguy cơ phá sản thông qua việc gia tăng đòn bẩy. Hơn nữa, thực trạng ở Việt Nam, thu nhập chính của các ngân hàng đến từ hoạt động cho vay, việc giảm thu nhập lãi thuần do mất thị phần ảnh hưởng rủi ro hoạt động kinh doanh thường xảy ra hơn là rủi ro lãi suất làm giảm thu nhập lãi thuần. Tuy nhiên việc đua lãi suất nhằm bảo đảm cung thanh khoản đồng thời giữ thị phần cho vay cũng ẩn chứa rất nhiều nguy cơ, nên ngân hàng thương mại Việt Nam cần có chiến lượt giữ thị phần tín dụng mà không ảnh hưởng tới lãi suất.
Tỷ lệ vốn chủ sở hữu trên tổng nợ– biến LEV
Tỷ lệ vốn chủ sở hữu trên tổng nợ có quan hệ ngược chiều (-) với nguy cơ phá sản tại ngân hàng và có ý nghĩa thống kê (mức ý nghĩa 1%). Kết quả này vừa như kì vọng vừa như kết quả nghiên cứu của Nguyễn Thanh Dương (2013).
Tỷ lệ vốn chủ sở hữu trên tổng nợ ở mức cao của các ngân hàng thể hiện việc đảm bảo vốn như dự phòng thanh khoản và tuân thủ tốt việc không vi phạm huy động vượt mức mức vốn chủ sở hữu. Vì huy động nhiều thì rủi ro càng cao, việc gia tăng vốn chủ sở hữu và giữa mức huy động ổn định làm giảm nguy cơ phá sản tại ngân hàng thương mại.
Tăng vốn không có nghĩa là ngân hàng sẽ có rủi ro thấp mà đang tự mình giảm rủi ro để ổn định được nguồn ngắn hạn sắp tái sử dụng (duy trì tỷ lệ đòn bẩy). Vốn chủ sở hữu làm giảm rủi ro ngân hàng trước nguy cơ phá sản có nghĩa ngân hàng sẽ duy trì được dư nợ huy động cần thiết để xử lí phía cầu thanh khoản (cấp tín dụng) và cung thanh khoản. Do ở Việt Nam kỉ luật thị trường còn khiêm tốn, thanh khoản gây xáo trộn ngân hàng nên vốn đầy đủ và duy trì đòn bẩy trong giới hạn cho phép làm hạn chế rủi ro trong hoạt động huy động và cho vay.
Biến quy mô ngân hàng
Biến quy mô có tương quan nghịch chiều (-) với rủi ro và không có ý nghĩa thông kê. Lý do có thể là do cá ngân hàng lớn thường mở rộng đầu tư vào các tài sản kông ổn định như chứng khoán và vàng, tuy nhiên ngân hàng nhỏ thì lại không có lợi thế về cạnh tranh và đa dạng hóa. Do đó, quy mô vẫn chưa có ảnh hưởng rò ràng lên nguy cơ phá sản tại ngân hàng thương mại Việt Nam.
Biến Vĩ Mô
Biến Tăng trưởng kinh tế (GDPGR) chưa có ý nghĩa thống kê. Điều này có thể là do, các ngân hàng có phản ứng khác nhau dối với tăng trưởng kinh tế, và tăng trưỡng kinh tế cũng có thể mang lại những ảnh hưởng không đồng nhất lên các rủi ro của ngân hàng thương mại.
Biến Lạm phát (INF) có có ảnh hưởng ngược chiều (-) với nguy cơ phá sản tại ngân hàng thương mại với mức ý nghĩa 5%. Điều này phù hợp theo Ivičić, Kunovac, Ljubaj (2008), lạm phát (INF) có ảnh hưởng tích cực lên sự ổn định của ngân hàng. Có thể lý giải là do việc cung tiền ở mức độ phù hợp, tỷ lệ lạm phát ở mức không chế sẽ làm cho nền kinh tế phát triển, từ đó ảnh hưởng tốt lên các ngân hàng thương mại, thu nhâp gia tăng bù đắp phần giảm giá trị tài sản do lạm phát, giúp ngân hàng thương mại ổn định hơn, giảm nguy cơ phá sản.
KẾT LUẬN CHƯƠNG 3
Trong chương 3, tác giả đã trình bày thực trạng rủi ro tín dụng và nguy cơ phá sản các ngân hàng thương mại Việt Nam giai đoạn 2006-2014, trình bày mô hình hồi quy gồm các yếu tối đại diện rủi ro tín dụng trong ngân hàng tác động đến nguy cơ phá sản tại các ngân hàng thương mại Việt Nam. Qua việc phân tích dữ liệu bảng từ số liệu thu thập được trong Bankscope và báo cáo tài chính hợp nhất của 19 ngân hàng thương mại Việt Nam trong giai đoạn 2006-2014, tác giả đã đưa ra những đánh giá cụ thể cũng như rút ra một số kết luận có giá trị về mức độ tác động của rủi ro tín dụng đến nguy cơ phá sản tại các ngân hàng thương mại.
Theo kết quả ước lượng GLS có tất cả 4 biến có ý nghĩa thống kê tác động đến nguy cơ phá sản tại các ngân hàng thương mại Việt Nam. , bao gồm: NPL, LA, LEV, INF. Ngoài ra, kết quả nghiên cứu cũng cho thấy các biến không có ý nghĩa thống kê là: NIR, SIZE, GDPGR.
Nội dung chương này là cơ sở để tác giả đề xuất những giải pháp và kiến nghị để hạn chế hạn chế nguy cơ phá sản tại các ngân hàng thương mại Việt Nam trong chương sau.