hàng được cho là “quá lớn để thất bại” do có nguồn vốn chủ sở hữu lớn nên có xu hướng chấp nhận nhiều rủi ro hơn trong hoạt động kinh doanh từ đó sẽ tiềm ẩn nhiều bất ổn định. Ngoài ra, việc gia tăng giá trị vốn chủ sở hữu của ngân hàng có thể dẫn đến những vấn đề rủi ro đạo đức khi ngân hàng đầu tư vào các tài sản rủi ro cao. Mặt khác, sự gia tăng nguồn vốn huy động từ khách hàng trong tổng nguồn vốn, tức là giảm tỷ lệ vốn chủ sở hữu trên tổng tài sản, sẽ giúp gia tăng nguồn vốn kinh doanh cho ngân hàng cải thiện lợi nhuận từ đó gia tăng sự ổn định tài chính của NHTM Việt Nam.
Tiếp theo, tác giả xem xét ảnh hưởng của khủng hoảng tài chính đến sự ổn định tài chính của các NHTM thông qua việc ước lượng mô hình (3). Kết quả ước lượng được trình bày trong bảng sau:
Bảng 4.11. Kết quả ước lượng mô hình (3) bằng phương pháp Feasible General Least Square – FGLS
Hệ số hồi quy | Sai số chuẩn | t | P>t | |
BANKSIZE | 0,030254 | 0,0251462 | 1,20 | 0,229 |
EQTA | 4,072566 | 0,8997567 | 4,53 | 0,000 |
EQTA2 | -2,497539 | 1,560521 | -1,60 | 0,109 |
LTD | 0,3348959 | 0,0817167 | 4,10 | 0,000 |
ROE | 0,9120701 | 0,4097033 | 2,23 | 0,026 |
GDP | -8,03854 | 4,047036 | -1,99 | 0,047 |
INF | -0,6649901 | 0,3399631 | -1,96 | 0,050 |
CRE | -0,0693354 | 0,0743565 | -0,93 | 0,351 |
KHUNGHOANG | -0,1537518 | 0,0619094 | -2,48 | 0,013 |
Hằng số | 2,461848 | 0,5896103 | 4,18 | 0,000 |
Có thể bạn quan tâm!
-
Thống Kê Các Ngân Hàng Và Nguồn Dữ Liệu Nghiên Cứu -
Kết Quả Nghiên Cứu Tác Động Của Vốn Chủ Sở Hữu Và Rủi Ro Tín Dụng Đến Sự Ổn Định Tài Chính Của Ngân -
Kết Quả Nghiên Cứu Tác Động Của Vốn Chủ Sở Hữu Đến Sự Ổn Định Tài Chính Của Các Ngân Hàng Thương Mại Việt Nam -
Kết Quả Ước Lượng Mô Hình (4) Bằng Phương Pháp Gmm -
Tóm Tắt Kết Quả Nghiên Cứu Tác Động Của Vốn Chủ Sở Hữu, Rủi Ro Tín Dụng Đến Sự Ổn Định Tài Chính Của Ngân Hàng Thương Mại Việt Nam -
Giải Pháp Nhằm Quản Trị Rủi Ro Tín Dụng Tại Các Ngân Hàng Thương Mại
Xem toàn bộ 169 trang tài liệu này.
Nguồn: Kết quả tính toán từ phần mềm STATA 12.0
Kết quả hồi quy ở bảng 4.11 cho thấy, hệ số hồi quy của biến KHUNGHOANG là -0,1537518 có ý nghĩa thống kê ở mức 5% và mang dấu âm. Kết quả này phù hợp với kỳ vọng về dấu ban đầu của tác giả. Điều này cho thấy rằng trong điều kiện khủng hoảng sẽ làm gia tăng sự bất ổn định của các NHTM. Như vậy giả thuyết H4 là đúng.
Khủng hoảng tài chính ở giai đoạn 2008- 2009 tạo ra trục trặc về “tín
dụng”: Các nhà đầu tư đánh giá lại rủi ro liên quan đến các khoản cho vay và chứng khoán bất động sản. Lãi suất cao trong thời gian chính kiềm chế lạm phát buộc NHTM Việt Nam và các đối tượng vay vốn lâm vào tình thế khó khăn. Khi đồng nội tệ bị phá giá, trách nhiệm nợ phải trả tính ra đồng nội tệ của các khoản nợ nước ngoài tăng vọt, kéo theo sự phá sản của nhiều doanh nghiệp và tổ chức tài chính, do vậy đẩy giá của các chứng khoán đi xuống. Trục trặc “tín dụng” nhanh chóng chuyển thành trục trặc “thanh khoản”: Các NHTM Việt Nam trở nên rất thận trọng và không muốn cho nhau vay vi lo ngại về rủi ro không trả nợ của bên kia. Và sau cùng thì trục trặc về “vốn” xuất hiện: Các tổ chức tài chính buộc phải xóa một lượng vốn chủ sở hữu lớn của mình để bù đắp cho các khoản thua lỗ do giá trị tài sản giảm xuống: các khản đầu tư ngoại bảng trước đây được đưa vào bảng cân đối kế toán; tiếp thêm vốn cho các quỹ đầu tư thị trường tiền tệ ngắn hạn để ngăn các quỹ này “mất giá trị tài sản ròng”; mất vốn trực tiếp khi phải điều chỉnh giá trị các khoản đầu tư trên bảng cân đối kế toán theo giá thị trường dẫn đến gia tăng bất ổn tài chính của các NHTM Việt Nam.
Bên cạnh đó tác giả cũng xem xét ảnh hưởng cụ thể của tỷ lệ vốn chủ sở hữu trên tổng tài sản (EQTA) đến sự ổn định tài chính của các NHTM trong điều kiện khủng hoảng bằng cách đưa thêm biến KHUNGHOANGxEQTA và mô hình. Kết quả ước lượng được trình bày trong bảng sau:
Bảng 4.12. Kết quả ước lượng mô hình (3) bằng phương pháp Feasible General Least Square – FGLS
Hệ số hồi quy | Sai số chuẩn | t | P>t | |
BANKSIZE | 0,0425786 | 0,0247657 | 1,72 | 0,086 |
EQTA | 4,568761 | 0,8960716 | 5,10 | 0,000 |
EQTA2 | -1,729014 | 1,611795 | -1,07 | 0,283 |
LTD | 0,3538981 | 0,0820256 | 4,31 | 0,000 |
ROE | 0,7877247 | 0,4069262 | 1,94 | 0,053 |
GDP | -6,752806 | 3,775256 | -1,79 | 0,074 |
INF | -0,6729156 | 0,3367356 | -2,00 | 0,046 |
CRE | -0,0646742 | 0,0740766 | -0,87 | 0,383 |
KHUNGHOANGxEQTA | -1,13509 | 0,4127006 | -2,75 | 0,006 |
Hằng số | 2,090462 | 0,5578487 | 3,75 | 0,000 |
Nguồn: Kết quả tính toán từ phần mềm STATA 12.0 Kết quả hồi quy ở bảng 4.12 cho thấy, hệ số hồi quy của biến KHUNGHOANGxEQTA là -1,13509 có ý nghĩa thống kê ở mức 5% và mang dấu âm. Kết quả này cho thấy rằng trong điều kiện khủng hoảng, sự gia tăng tỷ lệ vốn chủ sở hữu trên tổng tài sản sẽ làm gia tăng sự bất ổn định của các NHTM. Điều này được giải thích rằng, trong bối cảnh khủng hoảng tài chính toàn cầu diễn ra vào những năm 2008 và 2009 đã làm kinh tế các quốc gia đang bị suy giảm mạnh. Tại Việt Nam, cuộc khủng hoảng kinh tế thế giới cũng đã và đang ảnh hưởng không nhỏ: trên thị trường chứng khoán, các nhà đầu tư nước ngoài có khả năng thu hồi vốn và bán chứng khoán ra. Do đó, sẽ ảnh hưởng tiêu cực đến dự trữ ngoại hối và giá cả trên thị trường chứng khoán. Xuất khẩu suy giảm, điều này vừa ảnh hưởng đến cán cân thanh toán quốc tế, thâm hụt thương mại; vừa làm tăng lao
động mất việc, tác động tiêu cực đến thị trường sức lao động; thị trường bất động sản sẽ có xu hướng đình trệ và sự đình trệ của thị trường này sẽ tác động tiêu cực đến các thị trường khác. Một số ngân hàng mất khả năng thanh khoản, rút lại tín dụng dẫn đến các doanh nghiệp khó tiếp cận thị trường vốn; lãi suất tăng, tăng chi phí vốn, vì vậy ảnh hưởng đến hoạt động kinh doanh. Trong bối cảnh này, khi các NHTM Việt Nam gia tăng vốn chủ sở hữu, kéo theo mở rộng quy mô hoạt động và gia tăng các hoạt động sẽ tiềm ẩn nhiều rủi ro hệ thống, gia tăng sự bất ổn trong dòng tiền, lợi nhuận cũng như sự ổn định tài chính của hệ thống NHTM Việt Nam.
4.3.2. Kết quả nghiên cứu tác động của rủi ro tín dụng đến sự ổn định tài chính của các ngân hàng thương mại Việt Nam
Sử dụng phần mềm STATA với dữ liệu bảng cân bằng 216 quan sát (n =
216) gồm giai đoạn thời gian từ 2008 tới 2016 của 24 đối tượng là các ngân hàng đã trình bày ở chương 3. Kết quả ước lượng mô hình (4) theo 2 phương pháp tác động cố định (FE) và phương pháp ước lượng bình phương tối thiểu tổng quát khả thi (FGLS) được thể hiện như sau:
Bảng 4.13. Kết quả ước lượng mô hình (4) bằng phương pháp fixed effects:
Hệ số hồi quy | Sai số chuẩn | t | P>t | |
BANKSIZE | -.1650859 | .0418999 | -3.94 | 0.000 |
LLP | -.0134528 | .2016315 | -0.07 | 0.947 |
LOANTA | -.1356525 | .2044858 | -0.66 | 0.508 |
CIR | -1.13897 | .3998413 | -2.85 | 0.005 |
ROE | .4476776 | .3110988 | 1.44 | 0.152 |
GDP | -5.012935 | 3.86494 | -1.30 | 0.196 |
NPL | -4.148806 | 1.874085 | -2.21 | 0.028 |
INF | -1.110172 | .3311887 | -3.35 | 0.001 |
Hằng số | 7.561158 | .6834501 | 11.06 | 0.000 |
Nguồn: Kết quả tính toán từ phần mềm STATA 12.0
Dựa vào bảng 4.13, kết quả ước lượng mô hình (4) bằng phương pháp phương pháp tác động cố định (fixed effects) có 4 biến Quy mô ngân hàng (BANKSIZE), Tỷ lệ chi phí hoạt động trên thu nhập hoạt động ròng (CIR), Tỷ lệ nợ xấu trên tổng dư nợ (NPL), Tỷ lệ lạm phát (INF) ảnh hưởng có ý nghĩa thống kê đến sự ổn định tài chính của các ngân hàng trong mẫu nghiên cứu tại mức ý nghĩa 5%. Hệ số hồi quy của các biến BANKSIZE, CIR, NPL, INF khi ước lượng bằng phương pháp phương pháp tác động cố định (fixed effects) phù hợp với kỳ vọng về dấu.
Việc kiểm định phương sai thay đổi qua các thực thể được thực hiện thông qua kiểm định Wald hiệu chỉnh. Kết quả kiểm định thể hiện ở bảng sau:
Bảng 4.14. Kết quả kiểm định Modified Wald
Var (u) = 0 hay phương sai qua các thực thể là không đổi | |
chi2 = | 316.38 |
Prob>chi2 = | 0.0000 |
Nguồn: Kết quả tính toán từ phần mềm STATA 12.0
Giả thuyết H0: Var (u) = 0 hayphương sai qua các thực thể là không đổi.
Theo kết quả từ bảng 4.14, với p-value = 0.0000 nhỏ hơn 0.05 giả thuyết H0 bị bác bỏ, tức là phương sai qua các thực thể là thay đổi.
Kiểm định Wooldridge được dùng để kiểm định tự tương quan trong dữ liệu bảng. Kết quả kiểm định thể hiện ở bảng sau:
Bảng 4.15. Kết quả kiểm định Wooldridge
Không có hiện tương tự tương quan | |
F(1, 23) | 36.085 |
Prob > F | 0.0000 |
Nguồn: Kết quả tính toán từ phần mềm STATA 12.0
Giả thuyết H0: Không có hiện tương tự tương quan.
Với p-value lớn hơn 0.05 giả thuyết H0 được chấp nhận. Dựa vào kết quả từ bảng 4.15, p-value = 0.0000 nhỏ hơn mức ý nghĩa 0.05, tức là giả thuyết H0 bị bác bỏ hay mô hình có hiện tượng tự tương quan.
Như vậy mô hình (4) được ước lượng bằng phương pháp tác động cố định có hiện tượng phương sai thay đổi và tự tương quan. Để khắc phục hiện tượng này, tác giả tiến hành ước lượng lại mô hình (4) bằng phương pháp ước lượng bình phương tối thiểu tổng quát khả thi (Feasible General Least Square – FGLS). Kết quả ước lượng như sau:
Bảng 4.16. Kết quả ước lượng mô hình (4) bằng phương pháp Feasible General Least Square – FGLS
Hệ số hồi quy | Sai số chuẩn | t | P>t | |
BANKSIZE | -.1032217 | .0308784 | -3.34 | 0.001 |
LLP | -.0112449 | .0867974 | -0.13 | 0.897 |
LOANTA | .2536402 | .1874519 | 1.35 | 0.176 |
CIR | .1321644 | .2470444 | 0.53 | 0.593 |
ROE | .9313156 | .3104374 | 3.00 | 0.003 |
GDP | -7.680243 | 2.605883 | -2.95 | 0.003 |
NPL | -4.836314 | 1.295788 | -3.73 | 0.000 |
INF | -.2859408 | .2125008 | -1.35 | 0.178 |
Hằng số | 5.253815 | .5874777 | 8.94 | 0.000 |
Nguồn: Kết quả tính toán từ phần mềm STATA 12.0
Dựa vào bảng 4.16, kết quả ước lượng mô hình (4) bằng phương pháp ước lượng bình phương tối thiểu tổng quát khả thi (Feasible General Least Square – FGLS) cho thấy hệ số hồi quy của 4 biến: Quy mô ngân hàng (BANKSIZE), Lợi nhuận ròng trên tổng vốn chủ sở hữu (ROE), Tỷ lệ nợ xấu trên tổng dư nợ (NPL), Tốc độ tăng trưởng GDP (GDP) ảnh hưởng có ý nghĩa thống kê đến sự ổn định tài chính của các ngân hàng trong mẫu nghiên cứu tại mức ý nghĩa 5%. Hệ số hồi quy
của các biến BANKSIZE, ROE, NPL, GDP khi ước lượng bằng phương pháp FGLS phù hợp với kỳ vọng về dấu.
Tỷ lệ nợ xấu trên tổng dư nợ (NPL) có ảnh hưởng rất lớn tới hoạt động của ngân hàng cũng như nó tác động rất mạnh mẽ tới sự ổn định tài chính của các NHTM. Đó là các tác động rất xấu, thể hiện ở các khía cạnh sau: nợ xấu làm suy giảm uy tín của ngân hàng, một ngân hàng có rủi ro lớn là một ngân hàng hoạt động không có hiệu quả, tình hình đó sẽ được báo chí nêu làm cho dân chúng thiếu lòng tin và như vậy khó lòng có thể huy động được nguồn vốn dồi dào. Các ngân hàng vì thế mà lánh xa, không cấp các hạn mức tín dụng, không mở quan hệ đại lý… Nợ xấu làm cho khả năng thanh toán của ngân hàng giảm sút: các khoản tín dụng có rủi ro khiến cho việc hoàn trả gặp khó khăn, trong lúc đó các khoản tiền gửi, tiền tiết kiệm của của dân cư vẫn phải thanh toán đúng kỳ hạn, trong lúc không huy động được nguồn vốn dồi dào do mất uy tín, cũng vì thế người rút tiền thấy tình trạng của Ngân hàng như thế lại rút tiền càng tăng lên, kết quả là Ngân hàng gặp khó khăn trong khâu thanh toán. Nợ xấu đưa đến kết quả là lợi nhuận suy giảm do đưa đến nhiều mất mát thiệt hại về tài chính, thêm vào đó là quá trình mở rộng hoạt động gặp khó khăn bế tắc, thu nhập kết quả là giảm sút lợi nhuận. Nợ xấu của NHTM Việt Nam có thể dẫn tới phá sản nếu những tác động của rủi ro trên 3 phương diện nêu trên không được ngăn chặn và cứ phát triển đến một mức độ nào đó sẽ đẩy ngân hàng đến chỗ mất ổn định tài chính.
ROE là kết quả tài chính cuối cùng của các hoạt động kinh doanh, hoạt động tài chính, hoạt động khác đưa lại, là chỉ tiêu chất lượng để đánh giá hiệu quả kinh tế các hoạt động của NHTM. Bất kỳ một NHTM nào hoạt động trong cơ chế thị trường, điều đầu tiên mà họ quan tâm đó là ROE. Đây là một chỉ tiêu kinh tế tổng hợp phản ánh hiệu quả của quá trình kinh doanh, là yếu tố sống còn của NHTM. NHTM chỉ tồn tại và phát triển khi nó tạo ra lợi nhuận, nếu NHTM hoạt động không có hiệu quả, thu không đủ bù đắp chi phí đã bỏ ra thì NHTM sẽ bị đào thải, đi đến phá sản. Đặc biệt trong điều kiện kinh tế thị trường có sự cạnh tranh diễn ra ngày càng gay gắt và khốc liệt vì vậy ROE duy trì và tăng cao là yếu tố cực
kỳ quan trọng và quyết định đến sự tồn tại của NHTM: Lợi nhuận tác động đến tất cả mọi hoạt động của NHTM. Nó ảnh hưởng trực tiếp đến tình hình tài chính của NHTM, là điều kiện quan trọng đảm bảo cho khả năng thanh toán của NHTM. Nếu NHTM làm ăn có hiệu quả, có lợi nhuận cao thì khả năng thanh toán mạnh, NHTM có thể hoàn trả mọi khoản nợ đến hạn và ngược lại. Lợi nhuận đảm bảo tái sản xuất mở rộng, hoạt động sản xuất kinh doanh có lãi sẽ tạo cho NHTM một khoản lợi nhuận sau thuế chưa phân phối, là cơ sở để bổ sung vào nguồn vốn tái đầu tư, áp dụng những tiến bộ khoa học kỹ thuật thông qua việc đổi mới trang thiết bị, làm cơ sở để NHTM đi vay vốn từ bên ngoài được dễ dàng …mở rộng quy mô hoạt động là cơ sở để NHTM tồn tại phát triển vững vàng, giảm thiểu rủi ro phá sản. Chỉ tiêu ROE cũng là căn cứ để đánh giá năng lực, về nhân sự, năng lực về tài chính, năng lực quản lý và điều hành sản xuất kinh doanh của NHTM... ROE càng cao dẫn đến NHTM càng có nhiều khả năng giảm sự bất ổn về tài chính.
Quy mô ngân hàng (BANKSIZE) là toàn bộ tài sản có giá trị mà ngân hàng hiện có quyền sở hữu hoặc có quyền chiếm hữu, sử dụng, định đọat một cách hợp pháp được hình thành trong quá trình sử dụng nguồn vốn. Những ngân hàng có quy mô lớn thường tạo được uy tín lớn đối với các nhà đầu tư và khách hàng tiền gửi, nghiên cứu của Beven & Danbolt (2002) cho thấy quy mô công ty có quan hệ tỷ lệ nghịch với nợ ngắn hạn và tỷ lệ thuận với nợ dài hạn của doanh nghiệp càng cho thấy lập luận này là có cơ sở. Cùng với đó, khả năng huy động vốn từ tiền gửi của công chúng và đi vay các tổ chức khác của các NHTM lớn cũng dễ dàng hơn so với các ngân hàng nhỏ do mức độ tín nhiệm cao hơn. Có thể thấy, với quy mô lớn, các ngân hàng có tiềm lực mạnh hơn cả về tài chính và về nhân lực nên có khả năng đa dạng hóa lĩnh vực kinh doanh, đa dạng trong việc cung cấp các sản phẩm tín dụng và phi tín dụng. Các ngân hàng này có dòng tiền ổn định, và đặc biệt, khả năng phá sản là nhỏ hơn các ngân hàng có quy mô nhỏ, hay sự ổn định tài chính tốt hơn các NHTM có quy mô nhỏ.