Nghiên cứu sử dụng mô hình hồi quy dữ liệu bảng: Mô hình Pooled OLS (POOL), Mô hình tác động cố định (FEM) và mô hình tác động ngẫu nhiên (REM). Bên cạnh đó, phương pháp ước lượng tác động ngẫu nhiên FGLS cũng được sử dụng để đảm bảo tính hiệu quả cho mô hình nghiên cứu. Kết quả hồi quy cho thấy, rủi ro tín dụng có tác động ngược chiều đến lợi nhuận ngân hàng.

Giới thiệu

Khi thực hiện nghiệp vụ cho vay, ngân hàng thương mại (NHTM) luôn phải đối mặt với một số rủi ro, trong đó có rủi ro tín dụng (RRTD). RRTD có khả năng tác động đến lợi nhuận của ngân hàng, nếu như một ngân hàng có RRTD cao thì ngân hàng đó phải đối mặt với nguy cơ giảm lợi nhuận là tất yếu, do không thu hồi được vốn gốc và lãi vay từ khách hàng.

Nếu rủi ro này không được kiểm soát, thì về lâu dài sẽ ảnh hưởng rất lớn đến việc duy trì hoạt động ngân hàng nói riêng, từ đó tác động nghiêm trọng đến toàn hệ thống ngân hàng và nền kinh tế. Vấn đề đặt ra là RRTD có phải là nguyên nhân làm lợi nhuận suy giảm.

Giữa lợi nhuận của ngân hàng (LNNH) và RRTD có mối quan hệ như thế nào? Những vấn đề đặt ra này cho thấy, việc nghiên cứu mối quan hệ giữa RRTD và LNNH của các NHTM Việt Nam có nghĩa cấp bách về mặt lý luận và thực tiễn.

Một số nghiên cứu về mối quan hệ giữa rủi ro tín dụng và lợi nhuận ngân hàng

Đến nay, mối quan hệ giữa RRTD và LNNH đã được quan tâm nghiên cứu nhiều trên thế giới. Cụ thể: Khi nghiên cứu về các yếu tố ảnh hưởng đến LNNH của Hy Lạp trong giai đoạn 1985-2001, Athanasoglou (2008) đã tìm thấy, RRTD tác động ngược chiều đến LNNH.

Kết quả này được giải thích là khi ngân hàng cho vay những khách hàng, hay những dự án có RRTD cao hơn đồng nghĩa với việc ngân hàng đang tích tụ những khoản vay có khả năng không thu hồi được, hay mức độ tổn thất đối với những khoản vay này là rất lớn, điều này làm giảm LNNH.

Bên cạnh đó, nhiều nghiên cứu thực nghiệm khác được tiến hành ở nhiều quốc gia cũng cho thấy, RRTD tác động ngược chiều đến lợi nhuận của ngân hàng như: Hosna và cộng sự (2009), Alexiou và Sofoklis (2009)…

Tại Việt Nam, Trịnh Quốc Trung và Nguyễn Văn Sang (2013) đã nghiên cứu các yếu tố ảnh hưởng đến hiệu quả hoạt động của các NHTM Việt Nam từ 2005-2012 tại 39 NHTM, thông qua mô hình hồi quy Tobit. Kết quả cho thấy, RRTD càng cao thì tỷ suất LNNH càng giảm. Tác giả kết luận: Khi nợ xấu tăng cao đồng nghĩa với RRTD tăng, khả năng không thu hồi vốn và lãi từ khách hàng là rất cao, chi phí giám sát và mức độ tổn thất từ những khoản tín dụng này là rất lớn, do đó làm giảm LNNH.

Tuy nhiên, một vài nghiên cứu thực nghiệm đưa ra bằng chứng có mối tương quan cùng chiều giữa RRTD và LNNH: Cụ thể, nghiên cứu được tiến hành tại một số ngân hàng ở Ghana giai đoạn 2005-2009 cho thấy, một mối quan hệ cùng chiều và ý nghĩa thống kê giữa RRTD và LNNH.

Nghiên cứu đưa ra bằng chứng, các NHTM Ghana được hưởng lợi nhuận cao trong thời gian RRTD ở mức cao. Vì trong thời gian này, ngân hàng phải đối mặt với nguy cơ vỡ nợ từ những khách hàng vay tăng lên, tức đối mặt với RRTD tăng cao, cho nên các ngân hàng đã tính toán và đưa ra mức lãi suất cho vay, lệ phí và hoa hồng cao hơn để bù đắp rủi ro phải gánh chịu. Kết quả là nhờ vào chính sách lãi suất cao hơn mà các ngân hàng tại Ghana có nhiều cơ hội hơn, để tăng lợi nhuận cho ngân hàng, mặc dù RRTD cao (Boahene et al, 2012).

Như vậy, các nghiên cứu cho thấy, RRTD có tác động đến LNNH. Tuy nhiên, các nghiên cứu lại không thể hiện sự thống nhất. Nghiên cứu này khi xem xét về mối quan hệ giữa RRTD và lợi nhuận của các NHTM Việt Nam, tác giả cũng kỳ vọng có tồn tại mối quan hệ giữa RRTD và LNNH và mối quan hệ này là ngược chiều nhau. Giả thuyết nghiên cứu H0: Có mối quan hệ ngược chiều giữa RRTD và lợi nhuận ngân hàng.

Mô hình nghiên cứu

Nghiên cứu này được tiến hành dựa vào nghiên cứu thực nghiệm của Idowu Abiola và Awoyemi Samuel Olausi (2014). Để kiểm định giả thuyết H0 đưa ra, mô hình nghiên cứu mối quan hệ giữa RRTD và LNNH có dạng mô hình sau:

ROEit=β0+β1NPLRit+β2LTAit+β3ETAit+β4LIQit+
β5CTIit+β6NIMit  + β7 SIZE it + εit

Phương pháp nghiên cứu

Nghiên cứu chạy hồi quy phân tích dữ liệu bảng với 3 phương pháp khác nhau: Mô hình hồi quy Pooled OLS (POOL), Mô hình tác động cố định FEM và Mô hình tác động ngẫu nhiên REM. Bên cạnh đó, phương pháp ước lượng tác động ngẫu nhiên FGLS được sử dụng trong nghiên cứu này, nhằm kiểm soát được hiện tượng tự tương quan và/ hoặc phương sai thay đổi để tăng tính hiệu quả cao cho mô hình nghiên cứu.

Trong nghiên cứu này, tác giả sử dụng dữ liệu bảng thông qua mẫu quan sát gồm 17 NHTM Việt Nam trong khoảng thời gian từ 2010-2019 và được thu thập từ nguồn BVD Bankscope.

Kết quả nghiên cứu

Thống kê mô tả:

 Bảng 2 tóm tắt kết quả thống kê mô tả của các biến được sử dụng trong mô hình.

Phân tích tương quan:

Qua nghiên cứu phân tích hệ số tương quan giữa các cặp biến sử dụng trong mô hình hồi quy cho thấy, tất cả hệ số tương quan giữa các biến giữa các biến đều có hệ số tương quan nhỏ hơn 0,8; hệ số tương quan cao nhất (-0,6519) và (-0.6412). Do vậy, khả năng xảy ra hiện tượng đa cộng tuyến giữa các biến trong mô hình là khá thấp.

Kiểm tra hiện tượng đa cộng tuyến:

Kết quả kiểm định VIF cho thấy, hệ số phóng đại VIF của các biến trong mô hình đều nhỏ hơn 10; giá trị VIF trung bình của mô hình bằng 1,91 (Bảng 3). Điều này cho thấy, mô hình nghiên cứu không xảy ra hiện tượng đa cộng tuyến (Kennedy, 1992).

Kết quả hồi quy mô hình

Để lựa chọn mô hình phù hợp, tác giả tiếp tục thực hiện 2 kiểm định Likelihood Ratio và kiểm định Hausman – Test: kết quả kiểm định F ((Prob > F = 0,0000) <5% nên giả thuyết H0 bị bác bỏ, do đó mô hình FEM phù hợp hơn mô hình POOL; Kết quả kiểm định ý nghĩa thống kê Hausman (Prob > Chi2 = 0,0049) <5%, cũng chỉ ra rằng, mô hình FEM phù hợp hơn mô hình REM. Do đó, trong mô hình hồi quy này ước lượng theo phương pháp tác động cố định (FEM) thì phù hợp hơn so với phương pháp POOL và REM.

Để kiểm tra tính hiệu quả của mô hình, kiểm định hiện tượng phương sai sai số thay đổi và kiểm định hiện tượng tự tương quan cũng được thực hiện. Kết quả cho thấy, có sự tồn tại hiện tượng phương sai sai số thay đổi và hiện tượng tự tương quan trong mô hình (kiểm định Wald (Prob > Chi2 = 0,0000) <5%; kết quả kiểm định Wooldridge (Prob > F = 0,0007) < 5%). Do đó, để khắc phục sự tồn tại cả hiện tượng tự tương quan và hiện tượng phương sai thay đổi trong mô hình, tác giả tiếp tục hồi quy mô hình theo phương pháp FGLS.

Thảo luận kết quả hồi quy

 Kết quả hồi quy cho thấy:

Tác động của rủi ro tín dụng (NPLR) đến LNNH:

Kết quả hồi quy cho thấy, biến tỷ lệ nợ xấu (NPLR) tác động ngược chiều tới ROE với mức ý nghĩa cao. Kết quả này phù hợp với kết quả các nghiên cứu của: Mileris (2012), Trujillo-Ponce (2013). Từ đó cho thấy RRTD là một trong những nhân tố quan trọng ảnh hưởng rất lớn đến LNNH, khi RRTD của ngân hàng càng cao sẽ làm giảm LNNH.

Thực tế tại Việt Nam, trong giai đoạn 2012-2015 thì mối quan hệ này càng trở nên rõ ràng hơn. Giai đoạn 2006-2011, khi tình hình tín dụng tăng trưởng “nóng”, hầu hết các NHTM đua nhau cho vay mà không chú trọng đến chất lượng tín dụng. Tuy nhiên, trong giai đoạn này, nền kinh tế tăng trưởng cao (đặc biệt giai đoạn 2006-2007) cho nên những điểm yếu này của hệ thống ngân hàng chưa thực sự bộc lộ và ảnh hưởng rõ rệt đến hoạt động ngân hàng.

Đặc biệt, khi nền kinh tế có dấu hiệu bất ổn, lạm phát tăng cao, hoạt động sản xuất kinh doanh của doanh nghiệp gặp khó khăn, cùng với việc chịu ảnh hưởng nặng nề từ cuộc khủng hoảng trên thế giới thì những điểm yếu này đã bắt đầu thể hiện rõ qua chất lượng tài sản của ngân hàng sụt giảm nghiêm trọng, chính điều đó đã gây sụt giảm nghiêm trọng LNNH.

Tác động của rủi ro thanh khoản (LIQ) đến lợi nhuận ngân hàng:

Kết quả tìm thấy trong nghiên cứu này trùng với nghiên cứu của Heffernan and Fu (2008), Ong Tze San và Teh Boon Heng (2012). Theo đó, rủi ro thanh khoản của ngân hàng càng thấp thì LNNH càng tăng.

Điều này được giải thích như sau: Trong điều kiện thị trường bất ổn, đặc biệt thị trường vốn gặp nhiều khó khăn, ngân hàng rất khó khăn trong huy động vốn để bù đắp lượng thanh khoản và nếu có thì chi phí vay cũng rất cao. Do vậy, nếu ngân hàng không nắm giữ đủ tài sản có tính thanh khoản nhanh sẽ phải gánh chịu chi phí cao hơn, làm lợi nhuận giảm và có thể dẫn đến mất thanh khoản.

Cho nên trong trường hợp thị trường vốn có nhiều biến động và gặp nhiều khó khăn, ngân hàng nắm giữ nhiều tài sản có tính thanh khoản cao thì làm tăng LNNH. Đó cũng giống như là phần thưởng của thị trường vốn dành cho các ngân hàng (Ong Tze San, 2012).

Tác động của cấu trúc vốn (ETA) đến lợi nhuận ngân hàng:

Kết quả hồi quy cho thấy, có tác động ngược chiều giữa ETA và ROE và cũng có ý nghĩa thống kê. Bằng chứng tại Việt Nam trong giai đoạn 2010-2019 cho thấy, vốn chủ sở hữu của các NHTM tăng lên nhanh chóng, nhưng tỷ lệ lợi nhuận ròng mà cổ đông nhận được cho một đồng vốn bỏ ra không được cải thiện.

Bởi vì, trong giai đoạn này, nền kinh tế gặp nhiều khó khăn, nợ xấu tăng cao và đồng thời nhằm mục tiêu tăng khả năng cạnh tranh của các ngân hàng trong nước, đảm bảo an toàn trong hoạt động, Ngân hàng Nhà nước buộc các NHTM tăng vốn pháp định theo Nghị định số 141/2006/NĐ-CP và triển khai “Cơ cấu lại hệ thống ngân hàng giai đoạn 2011-2015”. Do vậy, vốn chủ sở hữu của các ngân hàng trong giai đoạn này tăng nhanh, nhưng lợi nhuận không tăng tương xứng, dẫn đến ROE sụt giảm. Nghiên cứu của Hoffmann (2011), Sehrish Gul et al (2011) đã tìm thấy kết quả tương tự.

Tác động của hiệu quả quản lý (CTI) đến LNNH:

Kết quả hồi quy cho thấy, biến CTI có tác động ngược chiều với ROE và có ý nghĩa thống kê. Điều đó cho thấy, chi phí hoạt động của ngân hàng càng cao thì làm lợi nhuận của ngân hàng càng giảm, giống như kỳ vọng về dấu đặt ra ban đầu. Kết quả nghiên cứu này giống với kết quả nghiên cứu của Dietrich và Wanzenried (2011), Akbas (2012). Theo đó, ngân hàng càng kiểm soát tốt chi phí hoạt động sẽ cải thiện LNNH.

Tác động của tỷ lệ thu nhập lãi cận biên (NIM) đến LNNH:

Kết quả ước lượng cho thấy, tỷ lệ thu nhập lãi cận biên tác động cùng đến ROE và có ý nghĩa thống kê ở mức 1%. Như vậy, thu nhập ròng từ lãi càng cao thì càng cải thiện LNNH. Alper và Anbar (2011) cũng đã tìm thấy kết quả tương tự.

Tác động của quy mô ngân hàng (SIZE) đến LNNH: 

Quy mô ngân hàng có tác động cùng chiều với ROE và có ý nghĩa thống kê. Kết quả này phù hợp với các nghiên cứu trước đây: Kosmidou (2008), Demirgüç-Kunt và Huizinga (2010). Điều đó cho thấy, ngân hàng có quy mô lớn lợi nhuận cao hơn, do có khả năng khai thác lợi thế theo quy mô, cung cấp cho khách hàng dịch vụ với giá rẻ hơn so với các ngân hàng có quy mô nhỏ, từ đó nâng cao khả năng cạnh tranh, thu hút lượng khách hàng, mang lại nguồn LNNH cao.

Như vậy, kết quả nghiên cứu đã một lần nữa khẳng định rằng, có sự tồn tại một mối quan hệ giữa RRTD và LNNH. RRTD có tác động ngược chiều đến LNNH. Ngân hàng có RRTD tăng cao sẽ làm LNNH sụt giảm.

Kết quả nghiên cứu hàm ý, để cải thiện được LNNH thì ngân hàng cần phải đưa ra những biện pháp để kiểm soát RRTD, cũng như kiểm soát được vấn đề nợ xấu. Bên cạnh đó, kết quả nghiên cứu cũng tìm thấy, ngoài RRTD thì còn một số yếu tố khác cũng ảnh hưởng đến LNNH: rủi ro thanh khoản, cấu trúc vốn của ngân hàng, thu nhập lãi cận biên, mức độ hiệu quả quản lý chi phí và quy mô ngân hàng.     

Tài liệu tham khảo:

1. Trịnh Quốc Trung và Nguyễn Văn Sang, (2013), Các yếu tố ảnh hưởng đến hiệu quả hoạt động của các ngân hàng thương mại Việt Nam, Công nghệ ngân hàng, số 85, 11 -15;

2. Trujillo-Ponce, A. (2013), What determines the profitability of banks? Evidence from Spain. Accounting and Finance, 53:561-586;

3. Akbas, H.E. (2012), Determinants of Bank Profitability: An Investigation on Turkish Banking Sector. In: Öneri Dergisi, 10 :103-110;

4. Alexiou, C. and Sofoklis, V. (2009), Determinants of Bank Profitability: Evidence from the Greek Banking Sector, Ekonomski Anali/Economic Annals, 54:93-118.