Tóm tắt Luận án Tác động của vốn chủ sở hữu, rủi ro tín dụng đến sự ổn định tài chính của ngân hàng thương mại Việt Nam

m cho thấy rằng trong điều kiện khủng hoảng, tác động ngược chiều của rủi ro tín dụng đến sự ổn định tài chính của các NHTM Việt Nam trong điều kiện khủng hoảng và chỉ số Z-score: sự gia tăng tỷ lệ nợ xấu trên tổng dư nợ sẽ làm giảm sự ổn định tài chính của các NHTM Việt Nam khi các yếu tố khác không đổi, điều này phù hợp với kết quả của các nghiên cứu trước của các quốc gia trên thế giới. Cuối cùng, thông qua kết quả ước lượng của mô hình hồi quy, tác giả đã đề xuất những kiến nghị quản trị vốn, quản trị rủi ro tín dụng cho các NHTM Việt Nam nhằm gia tăng sự ổn định tài chính của các NHTM. 1.8. Kết cấu luận án. Để thực hiện được các mục tiêu nghiên cứu, không kể mục lục, danh mục các từ viết tắt, danh mục bảng biểu, danh mục tài liệu tham khảo, và phụ lục, luận án được thiết kế thành 5 chương, bao gồm các nội dung chính như sau: - Chương 1: Giới thiệu chung - Chương 2: Cơ sở lý luận về tác động của vốn chủ sở hữu và rủi ro tín dụng đến sự ổn định tài chính của ngân hàng thương mại. - Chương 3: Phương pháp và dữ liệu nghiên cứu - Chương 4: Kết quả nghiên cứu tác động của vốn chủ sở hữu và rủi ro tín dụng đến sự ổn định tài chính của ngân hàng thương mại Việt Nam. - Chương 5: Kết luận và giải pháp tăng cường sự ổn định tài chính của NHTM Việt Nam CHƢƠNG 2: CƠ SỞ LÝ LUẬN VỀ TÁC ĐỘNG CỦA VỐN CHỦ SỞ HỮU VÀ RỦI RO TÍN DỤNG VỚI SỰ ỔN ĐỊNH TÀI CHÍNH CỦA NGÂN HÀNG THƢƠNG MẠI. 2.1. Lý luận về vốn chủ sở hữu của ngân hàng thƣơng mại 2.1.1. Khái niệm vốn chủ sở hữu của ngân hàng thƣơng mại Đối với các NHTM, về cơ bản, theo nghĩa hẹp, vốn chủ sở hữu là khoản tiền mà các cổ đông, các chủ sở hữu đóng góp (vốn thực góp) để được hưởng các thu nhập của ngân hàng trong tương lai. Theo nghĩa rộng, vốn chủ sở hữu ngân hàng được nhìn nhận như các khoản nguồn vốn của chủ ngân hàng dành cho việc hỗ trợ các hoạt động ngân hàng. Định nghĩa như vậy bao gồm các quỹ dự trữ của ngân hàng và được gọi là nguồn vốn của các cổ đông. Trải qua quá trình hoạt động, vốn chủ sở hữu có thể tích tụ tăng lên hoặc giảm xuống. Tuy nhiên đối với các nhà quản lý Nhà nước, vấn đề về tính đầy đủ của vốn ngân hàng là trọng yếu, đặc biệt sau khi xảy ra cuộc khủng hoảng tài chính toàn cầu khiến một trong những giải pháp mà chính phủ một số nước hay sử dụng để cứu vãn hệ thống ngân hàng là cứu trợ và quốc hữu hóa, sử dụng nguồn vốn của chính phủ để cứu vãn sự sụp đổ của các ngân hàng. 2.1.2. Thành phần vốn chủ sở hữu của ngân hàng thƣơng mại 2.2. Lý luận về rủi ro tín dụng tại ngân hàng thƣơng mại 2.2.1. Khái niệm rủi ro tín dụng Rủi ro tín dụng là những tổn thất tiềm năng có thể xảy ra do khách hàng không có khả năng hoặc không có đủ năng lực thực hiện nghĩa vụ của họ một cách đầy đủ hoặc đúng hạn theo cam kết. Rủi ro tín dụng chính là khả năng xảy ra sự khác biệt không mong muốn giữa thu nhập thực tế và thu nhập kỳ vọng đúng hạn, nhận được đầy đủ gốc và lãi dẫn đến tổn thất tài chính tức là giảm thu nhập ròng và giảm giá trị thị trường của vốn. Trong các loại rủi ro đối với hoạt động ngân hàng, TCTD phải đối mặt nhiều nhất là rủi ro tín dụng. Khi rủi ro tín dụng xảy ra, TCTD sẽ không thể thu hồi đầy đủ và đúng hạn các khoản tín dụng đã cấp do khách hàng không trả đầy đủ những khoản nợ đối với TCTD theo đúng cam kết, dù với bất kì lí do gì gây nên những thiệt hại đối với TCTD, làm mất mát nguồn vốn và suy giảm khả năng chi trả và khả năng thanh toán các khoản nợ. 2.2.2. Phân loại rủi ro tín dụng Theo Rose (2012), căn cứ vào nguyên nhân phát sinh rủi ro, rủi ro tín dụng được phân chia thành rủi ro giao dịch và rủi ro danh mục Rủi ro giao dịch có 03 bộ phận chính là rủi ro lựa chọn, rủi ro bảo đảm và rủi ro nghiệp vụ. Rủi ro danh mục: là một hình thức của rủi ro tín dụng mà nguyên nhân phát sinh là do những hạn chế trong quản lý danh mục cho vay của ngân hàng, được phân chia thành 02 loại : rủi ro nội tại và rủi ro tập trung. 2.2.3. Đo lƣờng rủi ro tín dụng tại ngân hàng thƣơng mại Đo lường rủi ro trong hoạt động tín dụng là việc tính toán ra con số cụ thể về mức độ rủi ro mà ngân hàng đang đối mặt và những tổn thất mà nó gây ra. Có rất nhiều phương pháp để đo lường rủi ro tín dụng, một số phương pháp tiêu biểu gồm: Phương pháp đo lường rủi ro tín dụng dựa trên mức dự phòng (Bangladesh Bank, 2010). Phương pháp ước tính tổn thất tín dụng dựa trên hệ thống cơ sở dữ liệu đánh giá nội bộ - IRB (Basel II). Do khó khăn trong việc thu thập dữ liệu nên rủi ro tín dụng trong nghiên cứu này được tác giả tính toán theo phương pháp đo lường rủi ro tín dụng dựa trên mức dự phòng. Như vậy, tỷ lệ nợ xấu trên tổng dư nợ sẽ được tác giả sử dụng để đại diện cho rủi ro tín dụng. 2.3. Cơ sở lý luận về ổn định tài chính của ngân hàng thƣơng mại 2.3.1. Khái niệm về ổn định tài chính  Khái niệm về ổn định tài chính Nhìn chung, các nghiên cứu trước có hai cách tiếp cận, hoặc là “ổn định tài chính”, hoặc là “bất ổn tài chính” và bất ổn tài chính là trạng thái ngược lại với ổn định tài chính. Xét ở góc độ vĩ mô, ổn định tài chính là tình trạng mà hệ thống tài chính vận hành trơn tru, thực hiện tốt các chức năng của nó, có khả năng hứng chịu các cú sốc từ bên ngoài, và tự bản thân nó không gây ra cú sốc ảnh hưởng đến nền kinh tế. Còn nếu hiểu theo nghĩa hẹp hơn, ổn định tài chính của một tổ chức tài chính là trạng thái mà tổ chức đó vận hành trơn tru, thực hiện tốt các hoạt động, chức năng của nó, do đó hiệu quả mang lại là khá và ổn định, có khả năng hứng chịu được cú sốc từ môi trường bên ngoài. 2.3.2 Khái niệm về sự ổn định tài chính của ngân hàng Sự ổn định tài chính của các NHTM đạt được khi các ngân hàng hoạt động một cách trơn tru, không bị tác động bởi những tác nhân không mong muốn ở hiện tại và trong tương lai, vững vàng trước những cú sốc kinh tế. Sự ổn định tài chính của các ngân hàng có thể bị gián đoạn bởi sự vận hành của các yếu tố tài chính bên trong và những cú sốc mạnh dẫn đến xuất hiện những lỗ hổng. Những cú sốc có thể đến từ môi trường bên ngoài, các nhân tố vĩ mô, vai trò của các chủ nợ và con nợ trong các ngân hàng, các chính sách hay sự thay đổi môi trường thể chế Bất kỳ sự tác động nào của các cú sốc đến các lỗ hổng có thể dẫn đến sự sụp đổ của các NHTM và làm gián đoạn chức năng trung gian tài chính và trung gian thanh toán của các ngân hàng. Nghiêm trọng hơn, nó có thể dẫn đến khủng hoảng tài chính và những hệ lụy cho nền kinh tế. 2.3.3. Tầm quan trọng của ổn định tài chính ngân hàng 2.3.4. Phƣơng pháp đo lƣờng sự ổn định tài chính của ngân hàng Việc tìm ra một phương pháp để đo lường sự ổn định tài chính của hệ thống ngân hàng và dự báo trước những bất ổn có thể dẫn đến nguy cơ phá sản luôn là một trong những mối quan tâm hàng đầu của các nhà nghiên cứu về lĩnh vực tài chính. Trong lịch sử, có nhiều phương pháp đã được nghiên cứu phát triển để làm việc này, có thể kể đến như:  Phƣơng pháp đo lƣờng sự ổn định tài chính bằng mô hình Merton  Phƣơng pháp đo lƣờng sự ổn định bằng mô hình CAMEL  Phƣơng pháp đo lƣờng sự ổn định tài chính bằng chỉ số Z-score 2.4. Lý thuyết về tác động của vốn chủ sở hữu đến sự ổn định tài chính của ngân hàng Các tranh luận về tác động của vốn chủ sở hữu đến sự ổn định tài chính của ngân hàng trong thời gian gần đây đã hình thành 02 quan điểm lý thuyết về tác động này (Thakor, 2014). 2.4.1. Lý thuyết gia tăng vốn chủ sở hữu làm giảm sự ổn định tài chính của ngân hàng Quan điểm lý thuyết thứ nhất cho rằng gia tăng vốn chủ sở hữu sẽ làm giảm lợi nhuận từ đó giảm sự ổn định tài chính của ngân hàng. Quan điểm này bắt nguồn từ các tranh luận xung quanh lý thuyết về cấu trúc vốn của Modigliani và Miller (1958). Modigliani và Miller (1958) cho rằng cấu trúc vốn không có ảnh hưởng đến giá trị của doanh nghiệp. Tuy nhiên, kết luận này chỉ đúng trong điều kiện thị trường hoàn hảo và trong thực tế điều này khó xảy ra. De Nicolo & Turk Ariss (2010) cho rằng nguồn vốn là một trong những đầu vào cho quá trình hoạt động của ngân hàng. 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 ngân hàng. Huang và Ratnovski (2009), dựa trên dữ liệu của OECD, không tìm thấy mối liên hệ giữa vốn ngân hàng đối với kết quả hoạt động kinh doanh. Nói cách khác, không thể đưa ra kết luận chắc chắn rằng vốn ngân hàng sẽ luôn luôn mở rộng sự ổn định tài chính. 2.4.2. Lý thuyết gia tăng vốn chủ sở hữu làm tăng sự ổn định tài chính của ngân hàng Quan điểm lý thuyết thứ hai cho rằng vốn chủ sở hữu cao hơn sẽ giúp các ngân hàng có những lựa chọn tốt hơn trong hoạt động kinh doanh đồng thời kiểm soát tốt hơn hoạt động tín dụng từ đó gia tăng sự ổn định tài chính của ngân hàng. Quan điểm lý thuyết này ủng hộ vai trò của vốn chủ sở hữu đến sự ổn định tài chính của ngân hàng trên 3 khía cạnh (Matten, 1996). 2.5. Lý thuyết về tác động của rủi ro tín dụng đến sự ổn định tài chính của ngân hàng Rủi ro tín dụng ảnh hưởng đến xác suất vỡ nợ của các ngân hàng kéo theo giảm sự ổn định tài chính của ngân hàng theo ba khía cạnh: Thứ nhất, rủi ro 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. Thứ hai, Berger, A. N., và ctg (1997), Boyd, J. H., và cs (1988), Salas, V., và cs (2002) chỉ ra rằng rủi ro làm mất khả năng thanh toán của ngân hàng một phần nguyên nhân là do 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, kéo theo sự mất ổn định tài chính của NHTM. Thứ ba, theo Cai, J., và ctg (2008), He, Z., và ctg (2012), Eklund, T và ctg (2001), Dermine, J. (1986). Blair và ctg (1978), rủi ro đưa đến kết quả là lợi nhuận suy giảm do rủi ro đưa đến nhiều mất mát thiệt hại về tài chính. Việc lý giải tác động của rủi ro tín dụng đến sự ổn định tài chính của ngân hàng được tác giả xem xét thông qua tác động truyền dẫn này. Một số lý thuyết lý giải cho tác động này có thể kể đến như: lý thuyết Thông tin bất cân xứng, lý thuyết Đại diện. 2.5.1 Lý thuyết Thông tin bất cân xứng 2.5.2 Lý thuyết Chi phí đại diện 2.6. Tổng quan các nghiên cứu liên quan 2.6.1. Các nghiên cứu vận dụng Z-score để đo lƣờng sự ổn định tài chính của các ngân hàng thƣơng mại Vận dụng Z-score để đo lường sự ổn định tài chính của các ngân hàng thương mại đã được nhiều nhà nghiên cứu trong và ngoài nước quan tâm. Có thể kể đến các nghiên cứu như: Boyd & ctg (2006), Soedarmono & ctg (2011), Rahman & ctg (2012). Các nghiên cứu trong nước có thể kể đến như nghiên cứu của Nguyễn Đăng Tùng & Bùi Thị Len (2015), Hoàng Công Gia Khánh & Trần Hùng Sơn (2015). 2.6.2. Các nghiên cứu về tác động của vốn chủ sở hữu đến sự ổn định tài chính của các ngân hàng thƣơng mại. Các nghiên cứu trên thế giới về tác động của vốn chủ sở hữu đến sự ổn định tài chính của các ngân hàng thương mại có thể kể đến như: Nghiên cứu của Aggrawal và Jacques (2001), Rime (2001), Godlewski (2004), Aggrawal và Jacques (2001), Abba và cộng sự (2013), Jacob Oduor và cộng sự (2017). Các nghiên cứu trong nước về tác động của vốn chủ sở hữu đến sự ổn định tài chính của các ngân hàng thương mại có thể kể đến như: Vũ Thị Hồng (2015), Lê Thanh Ngọc và cộng sự (2015), Hoàng Công Gia Khánh và Trần Hùng Sơn (2015), Nguyễn Minh Hà & Nguyễn Bá Hướng (2016). 2.6.3. Các nghiên cứu về tác động của rủi ro tín dụng đến sự ổn định tài chính của các ngân hàng thƣơng mại Các nghiên cứu về tác động của rủi ro tín dụng đến sự ổn định tài chính của các ngân hàng thương mại tương đối ít. Có thể kể đến như: nghiên cứu của Beck & ctg (2009), Consuelo Silva Buston (2012). Nghiên cứu đầu tiên xem xét đến tác động của rủi ro tín dụng đến sự ổn định tài chính của các ngân hàng thương mại là nghiên cứu của Björn Imbierowicz và Christian Rauch (2014). CHƢƠNG 3: PHƢƠNG PHÁP VÀ DỮ LIỆU NGHIÊN CỨU 3.1. Quy trình nghiên cứu Sơ đồ 1: Quy trình thực hiện nghiên cứu 3.2. Phƣơng pháp nghiên cứu 3.2.1. Đo lƣờng sự ổn định tài chính của ngân hàng thƣơng mại Kế thừa phương pháp tính toán Z-score cho các ngân hàng của các nghiên cứu Boyd & Graham (1986), Hannan & Hanweck (1988), Boyd & ctg (1993), nghiên cứu này sẽ tính toán chỉ số Z-score cho các ngân hàng như sau: Trong đó: là chỉ số Z-score đo lường bất ổn tài chính của ngân hàng i năm t là suất sinh lời trên tổng tài sản của ngân hàng i năm t, được tính bằng lợi nhuận sau thuế chia cho tổng tài sản bình quân. là tỷ lệ vốn chủ sở hữu trên tổng tài sản của ngân hàng i năm t, được tính bằng vốn chủ sở hữu bình quân chia cho tổng tài sản bình quân. là độ lệch chuẩn của ROA của ngân hàng i trong kỳ nghiên cứu p. 3.2.2. Mô hình và giả thuyết nghiên cứu 3.2.2.1. Mô hình nghiên cứu Trên cơ sở nghiên cứu của Jacob Oduor và cộng sự (2017), tác giả sử dụng các mô hình thể hiện tác động của vốn chủ sở hữu đến sự ổn định tài chính của các NHTM Việt Nam trong các điều kiện nghiên cứu khác nhau. Các mô hình nghiên cứu cụ thể như sau: (1) (2) (3) (4) (5) (6) Bảng 3.1. Tổng hợp các biến trong mô hình nghiên cứu Tên biến Ký hiệu Đo lƣờng Kỳ vọng về dấu Biến phụ thuộc Sự ổn định tài chính Biến độc lập Tỷ lệ vốn chủ sở hữu trên tổng tài sản EQTA + Tỷ lệ nợ xấu trên tổng dư nợ - Quy mô ngân hàng Logarithm (Tổng tài sản) - Tỷ lệ tổng dư nợ trên tổng tiền gửi LTD - Tỷ lệ dự phòng rủi ro tín dụng + Tỷ lệ cho vay trên tổng tài sản +/- Lợi nhuận ròng trên tổng vốn chủ sở hữu ROE + Tỷ lệ chi phí hoạt động trên thu nhập hoạt động ròng CIR - Tốc độ tăng trưởng tín dụng CRE - Tốc độ tăng trưởng GDP GDP + Tỷ lệ lạm phát INF - Nguồn: tổng hợp của tác giả 3.2.2.3. Giả thuyết nghiên cứu Tác giả đưa ra các giả thuyết sau: Giả thuyết H1: Tỷ lệ vốn chủ sở hữu trên tổng tài sản có mối tương quan dương với sự ổn định tài chính của ngân hàng. Giả thuyết H2: tác động của tỷ lệ vốn chủ sở hữu trên tổng tài sản đến sự ổn định tài chính của ngân hàng là phi tuyến. Giả thuyết H3: Tỷ lệ nợ xấu trên tổng dư nợ càng cao thì sự ổn định tài chính của ngân hàng càng thấp. Giả thuyết H4: tác động của khủng hoảng tài chính đến sự ổn định tài chính của ngân hàng mang dấu âm. Giả thuyết H5: Trong điều kiện khủng hoảng tài chính, tác động tiêu cực của rủi ro tín dụng đến sự ổn định tài chính của ngân hàng sẽ gia tăng. 3.3.Thu thập và xử lý dữ liệu  Cỡ mẫu Theo nguyên tắc kinh nghiệm kích thước mẫu tối thiểu phải gấp 5 lần số biến trong mô hình (Nguyễn Đình Thọ, 2011). Mô hình nghiên cứu thực nghiệm chứa nhiều nhất 10 biến, như vậy kích thước mẫu tối thiểu là 50 quan sát. Với dữ liệu bảng bao gồm 24 NHTM được thu thập từ năm 2008 đến năm 2016, như vậy mẫu nghiên cứu bao gồm 9 x 24 = 216 quan sát và đáp ứng yêu cầu về độ phù hợp, các đơn vị chéo có cùng số quan sát theo thời gian nên dữ liệu này là dữ liệu bảng cân bằng.  Phƣơng pháp thu thập và xử lý dữ liệu Dữ liệu thứ cấp về các biến trong mô hình nghiên cứu được tác giả thu thập từ những nguồn đáng tin cậy, cụ thể: - GDP: số liệu tính toán tốc độ tăng trưởng tổng sản phẩm quốc nội hằng năm được lấy từ tổng cục thống kê Việt Nam từ năm 2008 đến năm 2016. - INF: số liệu tính toán tỷ lệ lạm phát theo chỉ số giá tiêu dùng hằng năm được lấy từ tổng cục thống kê Việt Nam từ năm 2008 đến năm 2016. - CRE: số liệu tính toán tốc độ tăng trưởng tín dụng hằng năm được lấy từ Ngân hàng Nhà nước Việt Nam từ năm 2008 đến năm 2016. - Các số liệu tính toán cho các chỉ số: Sự ổn định tài chính của ngân hàng (Zscore), Tỷ lệ nợ xấu trên tổng dư nợ (NPL), Tỷ lệ vốn chủ sở hữu trên tổng tài sản (EQTA), Quy mô ngân hàng (BANKSIZE), Tỷ lệ dự phòng rủi ro (LLP), Tỷ lệ cho vay trên tổng tài sản (LOANTA), Tỷ lệ chi phí hoạt động trên thu nhập hoạt động ròng (CIR), Lợi nhuận ròng trên tổng vốn chủ sở hữu (ROE), Tỷ lệ dư nợ trên tổng tiền gửi (LTD) được lấy từ báo cáo tài chính có kiểm toán của 24 NHTM. 3.4. Phƣơng pháp ƣớc lƣợng  Thống kê mô tả  Phƣơng pháp tác động cố định (Fixed Effects - FE)  Phƣơng pháp ƣớc lƣợng bình phƣơng tối thiểu tổng quát khả thi (Feasible General Least Square – FGLS)  Phƣơng pháp ƣớc lƣợng Mô men tổng quát hệ thống (System General Method of Moments – SGMM) CHƢƠNG 4: KẾT QUẢ NGHIÊN CỨU TÁC ĐỘNG CỦA VỐN CHỦ SỞ HỮU VÀ RỦI RO TÍN DỤNG ĐẾN SỰ ỔN ĐỊNH TÀI CHÍNH CỦA NGÂN HÀNG THƢƠNG MẠI VIỆT NAM 4.1. Thống kê mô tả mẫu nghiên cứu và tƣơng quan giữa các biến  Thống kê mô tả mẫu nghiên cứu Bảng 4.1. Kết quả thống kê mô tả Biến quan sát Số quan sát Giá trị trung bình Sai số chuẩn Giá trị nhỏ nhất Giá trị lớn nhất ZSCORE 216 24,54225 11,59947 1,949984 62,19548 BANKSIZE 216 18,06595 1,227456 14,69872 20,72988 LLP 216 0,0206197 0,00853452 0,0005517 0,247542 LOANTA 216 0,5037979 0,1519413 0,0046616 0,8516832 CIR 216 0,859185 0,190839 0,013187 1,218748 ROE 216 0,0837954 0,0867394 -0,08200214 0,2846455 NPL 216 0,0324069 0,0116753 0,00351 0,1128462 GDP 216 0,0591846 0,004797 0,0524737 0,0668 INF 216 0,090399 0,0692676 0,0063061 0,2311632 LTD 216 0,8663509 0,2540645 0,1931 2,0911 CRE 216 0,3119722 0,7495143 -0,3129 10,5886 Nguồn: Kết quả tính toán từ phần mềm STATA 12.0  Ma trận hệ số tƣơng quan Bảng 4.2: Ma trận hệ số tƣơng quan Nguồn: Kết quả tính toán từ phần mềm STATA 12.0  Kiểm tra đa cộng tuyến Bảng 4.3: Kiểm tra đa cộng tuyến giữa các biến độc lập Biến số VIF 1/VIF BANKSIZE 1,33 0.750691 ROE 1,25 0.801947 INF 1,23 0.814705 GDP 1,12 0.890429 NPL 1,11 0.903331 CIR 1,10 0.912241 CRE 1,29 0,777268 LTD 1,12 0,890348 LOANTA 1,08 0.923829 LLP 1,02 0.984787 VIF Trung bình 1,15 Nguồn: Kết quả tính toán từ phần mềm STATA 12.0 4.3. Kết quả ƣớc lƣợng mô hình: 4.3.1. Kết quả nghiên cứu tác động của vốn chủ sở hữu đến sự ổn định tài chính của các ngân hàng thƣơng mại Việt Nam Sử dụng phần mềm STATA với dữ liệu bảng cân bằng 216 quan sát (n = inf 0.0483 -0.3291 -0.0921 -0.1533 -0.0673 0.0822 -0.0185 -0.2286 1.0000 gdp -0.0687 0.1922 0.0838 0.0533 0.0073 -0.0362 -0.1839 1.0000 npl -0.0624 -0.1044 -0.0120 0.0208 0.2057 -0.1553 1.0000 roe -0.0151 0.3066 -0.0035 0.1766 -0.2332 1.0000 cir 0.1289 -0.0730 0.0354 -0.0320 1.0000 loanta 0.2662 0.2149 0.0317 1.0000 llp 0.0111 0.0716 1.0000 banksize -0.2458 1.0000 zscore 1.0000 zscore banksize llp loanta cir roe npl gdp inf 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 (1) theo 2 phương pháp Fixed effects (FE) và Random effects (RE) được thể hiện như sau: Bảng 4.4. Kết quả ƣớc lƣợng mô hình (1) bằng phƣơng pháp fixed effects: Zscore Hệ số hồi quy Sai số chuẩn t P>t BANKSIZE 0,0344532 0,0464373 0,74 0,459 EQTA 2,769679 0,2956981 9,37 0,000 LTD 0,2197508 0,0921098 2,39 0,018 ROE 0,5075539 0,2274639 2,23 0,027 GDP -2,425598 3,34603 -0,72 0,469 INF -0,8579331 0,3085808 -2,78 0,006 CRE 0,0375023 0,0241674 1,55 0,122 Hằng số 2,191053 0,8565131 2,56 0,011 Nguồn: Kết quả tính toán từ phần mềm STATA 12.0 Bảng 4.5. Kết quả ƣớc lƣợng mô hình (1) bằng phƣơng pháp random effects: Zscore Hệ số hồi quy Sai số chuẩn t P>t BANKSIZE 0,0421743 0,0392828 1,07 0,283 EQTA 2,706582 0,3000437 9,02 0,000 LTD 0,2791259 0,0920599 3,03 0,002 ROE 0,581493 0,237232 2,45 0,014 GDP -3,176133 3,42147 -0,93 0,353 INF -0,8791432 0,3069873 -2,86 0,004 CRE 0,0220938 0,025174 0,88 0,380 Hằng số 2,051648 0,7426073 2,76 0,006 Nguồn: Kết quả tính toán từ phần mềm STATA 12.0 Bảng 4.6. Kết quả kiểm định Hausman Kiểm định H0: các ước lượng thu được từ hai phương pháp không khác biệt chi2(7) = (b-B)'[(V_b-V_B)^(-1)](b-B) = 3.75 Prob>chi2 = 0.8086 Nguồn: Kết quả tính toán từ phần mềm STATA 12.0 Bảng 4.7. Kết quả kiểm định Modified Wald Giả thuyết H0: Var (u) = 0 hay phương sai qua các thực thể là không đổi chi2 = 261.37 Prob>chi2 = 0.0000 Nguồn: Kết quả tính toán từ phần mềm STATA 12.0 Bảng 4.8. Kết quả kiểm định Wooldridge Giả thuyết H0: Không có hiện tương tự tương quan F(1, 9) 14.875 Prob > F 0.0008 Nguồn: Kết quả tính toán từ phần mềm STATA 12.0 Bảng 4.9. Kết quả ƣớc lƣợng mô hình (1) bằng phƣơng pháp Feasible General Least Square – FGLS Zscore Hệ số hồi quy Sai số chuẩn t P>t BANKSIZE 0,0182613 0,0239508 0,76 0,446 EQTA 2,464614 0,5302192 4,65 0,000 LTD 0,3385358 0,0857626 3,95 0,000 ROE 0,7097366 0,4222151 1,68 0,093 GDP -3,688005 3,682989 -1,00 0,317 INF -0,9334238 0,3443416 -2,71 0,007 CRE -0,1158166 0,0728402 -1,59 0,112 Hằng số 2,57371 0,5295018 4,86 0,000 Nguồn: Kết quả tính toán từ phần mềm STATA 12.0 Kết quả ước lượng cho thấy, hệ số hồi quy của biến EQTA là 2,464614 có ý nghĩa thống kê và mang giá trị dương. Điều này cho thấy khi tỷ lệ vốn chủ sở hữu trên tổng tài sản gia tăng sẽ làm gia tăng chỉ số Z, tức là gia tăng sự ổn định tài chính của các NHTM. Như vậy giả thuyết H1 đúng. Kết quả này cũng phù hợp với các nghiên cứu của các tác giả Godlewski (2004), Abba và cộng sự (2013), Jacob Oduor và cộng sự (2017). Bên cạnh đó, Tỷ lệ dư nợ trên tổng tiền gửi, Tỷ lệ lạm phát, Tỷ lệ lợi nhuận ròng trên vốn chủ sở hữu cũng có tác động đến sự ổn định tài chính của các NHTM trong mẫu nghiên cứu. Kết quả ước lượng mô hình (1) cho thấy khi tỷ lệ vốn chủ sở hữu trên tổng tài sản gia tăng sẽ có tác động tích cực làm gia tăng sự ổn định tài chính của các NHTM trong mẫu nghiên cứu. Tác giả tiếp tục tìm kiếm bằng chứng về tác động phi tuyến của tỷ lệ vốn chủ sở hữu trên tổng tài sản và sự ổn định tài chính của các NHTM thông qua mô hình (2). Kết quả ước lượng mô hình (2) được trình bày trong bảng sau: Bảng 4.10. Kết quả ƣớc lƣợng mô hình (2) bằng phƣơng pháp Feasible General Least Square – FGLS Zscore Hệ số hồi quy Sai số chuẩn t P>t BANKSIZE 0,0419644 0,0249983 1,68 0,093 EQTA 4,262651 0,9049482 4,71 0,000 EQTA2 -2,851388 1,552827 -1,84 0,066 LTD 0,3071051 0,0821945 3,74 0,000 ROE 0,7808059 0,4114113 1,90 0,058 GDP -3,328564 3,577966 -0,93 0,352 INF -0,8714559 0,3351736 -2,60 0,009 CRE -0,1205175 0,0713157 -1,69 0,091 Hằng số 1,990378 0,5624984 3,54 0,000 Nguồn: Kết quả tính toán từ phần mềm STATA 12.0 Từ kết quả hồi quy ở bảng 4.10 cho thấy kỳ vọng ban đầu của tác giả về tác động phi tuyến giữa tỷ lệ vốn chủ sở hữu trên tổng tài sản (EQTA) và sự ổn định tài chính của các NHTM là hoàn toàn hợp lý. Có thể thấy hệ số hồi quy của các biến EQTA và EQTA2 có giá trị p-value đều nhỏ hơn mức ý nghĩa 5% nên các hệ số hồi quy này đều có ý nghĩa thống kê. Đồng thời, hệ số hồi quy của biến EQTA2 mang giá trị âm và hệ số hồi quy của biến EQTA mang giá trị dương cung cấp bằng chứng cho thấy tác động của tỷ lệ vốn chủ sở hữu trên tổng tài sản (EQTA) đến sự ổn định tài chính của các NHTM là tác động phi tuyến và có hình chữ U ngược. Như vậy giả thuyết H2 là đúng. 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 ƣớc lƣợng mô hình (3) bằng phƣơng pháp Feasible General Least Square – FGLS Zscore 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 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. Bảng 4.12. Kết quả ƣớc lƣợng mô hình (3) bằng phƣơng pháp Feasible General Least Square – FGLS Zscore 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 -0,672915