[Download] Tải Vốn chủ sở hữu, sở hữu nhà nước, bán nợ xấu và rủi ro tại các ngân hàng thương mại Việt Nam – Tải về File Word, PDF

Vốn chủ sở hữu, sở hữu nhà nước, bán nợ xấu và rủi ro tại các ngân hàng thương mại Việt Nam

Vốn chủ sở hữu, sở hữu nhà nước, bán nợ xấu và rủi ro tại các ngân hàng thương mại Việt Nam
Nội dung Text: Vốn chủ sở hữu, sở hữu nhà nước, bán nợ xấu và rủi ro tại các ngân hàng thương mại Việt Nam

Download


Bài viết nhằm khảo sát tác động của vốn chủ sở hữu, sở hữu nhà nước và việc ngân hàng thương mại (NHTM) bán nợ xấu cho Công ty quản lý tài sản (VAMC) đến rủi ro tại các NHTM Việt Nam. Bài viết sử dụng dữ liệu nghiên cứu trong giai đoạn 2005- 2016, bằng phương pháp bình phương tối thiểu (pool OLS), phương pháp tác động cố định (fixed effect- FE) và phương pháp tác động ngẫu nhiên (random effect- RE). Kết quả nghiên cứu đã cho thấy: (1) Vốn chủ sở hữu có tác động tích cực trong việc gia tăng ổn định và giảm rủi ro ngân hàng.

Bạn đang xem: [Download] Tải Vốn chủ sở hữu, sở hữu nhà nước, bán nợ xấu và rủi ro tại các ngân hàng thương mại Việt Nam – Tải về File Word, PDF

*Ghi chú: Có 2 link để tải biểu mẫu, Nếu Link này không download được, các bạn kéo xuống dưới cùng, dùng link 2 để tải tài liệu về máy nhé!
Download tài liệu Vốn chủ sở hữu, sở hữu nhà nước, bán nợ xấu và rủi ro tại các ngân hàng thương mại Việt Nam File Word, PDF về máy

Vốn chủ sở hữu, sở hữu nhà nước, bán nợ xấu và rủi ro tại các ngân hàng thương mại Việt Nam

Mô tả tài liệu

Nội dung Text: Vốn chủ sở hữu, sở hữu nhà nước, bán nợ xấu và rủi ro tại các ngân hàng thương mại Việt Nam

  1. Vốn chủ sở hữu, sở hữu nhà nước, bán nợ xấu và rủi ro
    tại các ngân hàng thương mại Việt Nam

    Thân Thị Thu Thuỷ Võ Thị Danh Thuyên
    Đại học Kinh tế Thành phố Hồ Chí Minh Kho bạc Nhà nước Long An

    Bài viết nhằm khảo sát tác động của vốn chủ sở hữu, sở hữu nhà nước và
    việc ngân hàng thương mại (NHTM) bán nợ xấu cho Công ty quản lý tài
    sản (VAMC) đến rủi ro tại các NHTM Việt Nam. Bài viết sử dụng dữ liệu
    nghiên cứu trong giai đoạn 2005- 2016, bằng phương pháp bình phương
    tối thiểu (pool OLS), phương pháp tác động cố định (fixed effect- FE) và
    phương pháp tác động ngẫu nhiên (random effect- RE). Kết quả nghiên cứu
    đã cho thấy: (1) Vốn chủ sở hữu có tác động tích cực trong việc gia tăng
    ổn định và giảm rủi ro ngân hàng. Kết quả chỉ ra tồn tại mối quan hệ chữ
    U- mối quan hệ phi tuyến tính giữa vốn chủ sở hữu và rủi ro tại các NHTM
    Việt Nam; (2) Sở hữu nhà nước làm giảm ổn định và gia tăng rủi ro tại các
    NHTM Việt Nam; (3) Các NHTM bán nợ xấu cho VAMC có tác động tích
    cực đến ổn định và làm giảm rủi ro ngân hàng; (4) Tăng trưởng GDP làm
    giảm ổn định, gia tăng rủi ro ngân hàng; và lạm phát có tác động tích cực
    đến rủi ro ngân hàng.
    Từ khóa: Vốn chủ sở hữu, Sở hữu nhà nước, Bán nợ xấu, VAMC, Rủi ro
    ngân hàng

    Equity, government ownership, selling bad debts and risks of Vietnam’s Commercial Banks
    Abstract: This paper explores the effects of equity, government ownership and the selling bad debts of
    commercial banks to Vietnam Asset Management Company (VAMC) to the risks of Vietnam’s Commercial
    Banks in the period of 2005-2016. Employing pooled OLS, fixed effects and random effects estimations, this
    paper shows several concluding remarks: (1) equity capital positively affects bank stability and diminishes
    bank risks. More specifically, the relation between equity capital and bank risks is non-linear; (2) government
    ownership negatively affects bank stability and increases bank risks; (3) the selling bad debts of commercial
    banks to VAMC positively affects bank stability and diminishes bank risks; (4) GDP growth reduces bank stability
    and increases bank risks while inflation has a positive effects on bank risks.
    Keywords: Equity, Government ownership, Selling bad debts, VAMC, Bank risks

    Thuy Thi Thu Than, PhD.
    Email: thuynh@ueh.edu.vn
    University of Economics Ho Chi Minh City
    Thuyen Thi Danh Vo, M.Ec.
    Email: danhthuyenbk@yahoo.com
    State Treasury of Long An

    Ngày nhận: 22/08/2019 Ngày nhận bản sửa: 09/10/2019 Ngày duyệt đăng: 21/10/2019

    © Học viện Ngân hàng Tạp chí Khoa học & Đào tạo Ngân hàng
    ISSN 1859 – 011X 25 Số 215- Tháng 4. 2020

  2. Vốn chủ sở hữu, sở hữu nhà nước, bán nợ xấu và rủi ro tại các ngân hàng thương mại Việt Nam

    1. Giới thiệu Agusman & ctg (2014) nghiên cứu sự
    can thiệp của Chính phủ vào ngân hàng
    Vai trò của quy định vốn trong các NHTM Indonesia giai đoạn 1995- 2003. Các công
    với sự ra đời của Basel I (1988), Basel II cụ được sử dụng để đo lường rủi ro như
    (2004) và Basel III (2010) đã và đang là độ lệch chuẩn của lợi nhuận, tỷ số tài sản
    chủ đề quan trọng. Để nâng cao chất lượng thanh khoản trên tổng tài sản, tỷ lệ dự
    vốn và dần chuẩn hoá vốn theo tiêu chuẩn phòng nợ trên tổng nợ. Còn sự can thiệp
    quốc tế, tháng 12/2016, 10 NHTM được của Chính phủ được đo lường thông qua
    Ngân hàng Nhà nước Việt Nam (NHNN) chương trình tái cấp vốn của Chính phủ,
    chọn thí điểm áp dụng quản lý rủi ro theo và hai biến giả thời gian CAR4 (bằng 1
    tiêu chuẩn Basel II, đó là Vietcombank, trong giai đoạn 1998-2000, bằng 0 nếu
    BIDV, Vietinbank, VPBank, Sacombank, giai đoạn khác) và BNC4 (bằng 1 trong
    MB, ACB, Techcombank, Maritime Bank giai đoạn 2001-2003, bằng 0 nếu giai đoạn
    và VIB. Trước đó, sự ra đời của Nghị định khác) cũng được sử dụng, cùng với các
    141/2006/NĐ-CP của Chính phủ được biến kiểm soát khác như tổng tài sản và tỷ
    ban hành ngày 22/11/2006 qui định các giá hối đoái. Thông qua mô hình tác động
    NHTM phải có lộ trình gia tăng vốn điều cố định (fixed effect) và mô hình tác động
    lệ lên 3.000 tỷ đồng vào giai đoạn 2008- ngẫu nhiên (random effect), nghiên cứu
    2010, đã tác động đến việc gia tăng vốn tại này đã đi đến kết luận rằng Chính phủ và
    các NHTM Việt Nam và việc gia tăng này các chủ sở hữu tăng cường bổ sung vốn
    tác động đến rủi ro tại các NHTM. góp, rủi ro thanh khoản sẽ giảm xuống
    đồng thời khi Chính phủ loại bỏ các khoản
    La Porta & ctg (2002) khẳng định, sở nợ xấu từ các ngân hàng có vấn đề làm rủi
    hữu nhà nước trong các ngân hàng là phổ ro tín dụng của ngân hàng cũng giảm.
    biến và khá lớn trên thế giới, đặc biệt tại
    các quốc gia thu nhập đầu người thấp, Ngoài ra, mối quan hệ chữ U được tìm
    hệ thống tài chính kém phát triển, sự can thấy trong nghiên cứu của Calem & Rob
    thiệp của chính phủ và quyền bảo vệ tài (1999). Nghiên cứu của hai tác giả này chỉ
    sản yếu. Thực tế tại Việt Nam, NHTM ra rằng tồn tại mối quan hệ phi tuyến tính
    nhà nước luôn chiếm thị phần trọng yếu giữa vốn chủ sở hữu và rủi ro ngân hàng.
    trong hệ thống NHTM. Do vậy nghiên cứu Đó là lúc đầu tăng vốn, rủi ro sẽ giảm
    tìm hiểu tác động của vốn chủ sở hữu, sở nhưng sau đó nếu tiếp tục tăng vốn, rủi ro
    hữu nhà nước và việc NHTM bán nợ xấu sẽ tăng.
    cho VAMC đến rủi ro tại các NHTM Việt
    Nam là rất cần thiết. Xét về mặt tác động của sở hữu nhà nước
    đến rủi ro ngân hàng, nhiều ý kiến trái
    2. Các nghiên cứu thực nghiệm về vốn chủ chiều xung quanh vấn đề này. Cornett &
    sở hữu, sở hữu nhà nước, xử lý nợ xấu và ctg (2010) chỉ ra rằng việc sở hữu nhà
    rủi ro tại các ngân hàng thương mại nước tại các ngân hàng làm cho rủi ro tại
    các ngân hàng gia tăng, và sự khác biệt
    Có nhiều nghiên cứu thực nghiệm được này càng mạnh hơn trong hệ thống ngân
    nghiên cứu ở các bối cảnh khác nhau về hàng mà sự can thiệp của Chính phủ lớn
    vốn chủ sở hữu, sở hữu nhà nước, xử lý nợ hơn. Iannotta & ctg (2013) tìm thấy rủi ro
    xấu và rủi ro tại các NHTM. vỡ nợ từ các ngân hàng thuộc sở hữu nhà

    26 Tạp chí Khoa học & Đào tạo Ngân hàng- Số 215- Tháng 4. 2020

  3. THÂN THỊ THU THUỶ – VÕ THỊ DANH THUYÊN

    nước thấp hơn ngân hàng tư nhân, nhưng tác động thuận chiều (+) đến rủi ro tại các
    rủi ro hoạt động cao hơn. Sự bảo hộ của NHTM Việt Nam.
    Chính phủ làm cho rủi ro tại các ngân H3: Các ngân hàng bán nợ xấu cho VAMC
    hàng sở hữu bởi nhà nước có rủi ro cao có tác động ngược chiều (-) đến rủi ro tại
    hơn bởi các ngân hàng sở hữu nhà nước các NHTM Việt Nam.
    ít thận trọng trong cho vay hơn các ngân
    hàng cổ phần. Tuy nhiên, Bertay & ctg 4. Phương pháp nghiên cứu
    (2015) lại chỉ ra, trong suốt chu kỳ kinh
    doanh cũng như giai đoạn bất ổn tài chính 4.1. Mô hình nghiên cứu
    các NHTM nhà nước vẫn đóng vai trò hữu
    ích trong việc ổn định tín dụng. Dựa vào nghiên cứu của Hryckiewicz
    (2014), nghiên cứu sử dụng phương trình
    Hryckiewicz (2014) nghiên cứu tác động hồi qui như sau:
    của sự can thiệp của Chính phủ đến rủi ro
    ngân hàng bằng việc sử dụng dữ liệu của Riskit = α0 + α1EQUi, t + α2EQUsqit +
    23 cuộc khủng hoảng tài chính tại 23 quốc β1StateRit + ϑVAMit + δnXi,t +
    gia. Các biến rủi ro như chỉ số Z-score, θkMt + εit (1)
    độ biến động lợi nhuận, tỷ lệ vốn chủ sở
    hữu trên tổng tài sản, còn các biến độc lập Trong đó:
    gồm bảo lãnh toàn phần, dự phòng thanh
    khoản, sáp nhập dưới sự hỗ trợ của Chính Biến phụ thuộc:
    phủ, quốc hữu hóa ngân hàng và công ty Riski,t: biến phụ thuộc, đo lường rủi ro.
    quản lý tài sản cùng với một bộ biến kiểm Các biến đo lường rủi ro là lnZ, lnZ5,
    soát. Thông qua phương pháp ước lượng sdROE.
    bình phương nhỏ nhất (OLS), tác giả này
    đã tìm thấy rằng sự can thiệp của Chính Trước tiên, biến Z_score (viết tắt Z) được
    phủ làm giảm sự ổn định của ngân hàng và dùng đo lường rủi ro theo cách tiếp cận
    gia tăng rủi ro cho các tổ chức này. của Hryckiewicz (2014), Dong & ctg
    (2014).
    3. Giả thuyết nghiên cứu
    Cách đo lường biến Z như sau:
    Để khảo sát tác động của vốn chủ sở hữu,
    sở hữu nhà nước và NHTM bán nợ xấu
    cho VAMC đến rủi ro ngành ngân hàng
    của Việt Nam, tác giả đặt ra giả thuyết Zi,t đo lường nghịch đảo xác suất rủi ro vỡ
    như sau: nợ của ngân hàng, đo lường sự ổn định
    H1: Vốn chủ sở hữu tác động đến rủi ro tại của ngân hàng, với ROA: tỷ suất sinh lợi
    các NHTM Việt Nam, gồm 02 giả thuyết: trên tổng tài sản; EQU: tỷ lệ vốn chủ sở
    H1.1: Vốn chủ sở hữu tác động ngược chiều hữu trên tổng tài sản; ϬROA : độ lệch
    (-) đến rủi ro tại các NHTM Việt Nam. chuẩn của ROA. Theo cách tiếp cận của
    H1.2: Vốn chủ sở hữu có mối quan hệ phi Uyemura & Deventer (1993), nghiên cứu
    tuyến tính với rủi ro tại các NHTM Việt này sử dụng ϬROA để tính toán đo lường
    Nam. rủi ro, với độ lệch chuẩn của ROA được
    H2: Sở hữu nhà nước tại các ngân hàng có lấy trung bình trượt 03 năm; it là tính toán

    Số 215- Tháng 4. 2020- Tạp chí Khoa học & Đào tạo Ngân hàng 27

  4. Vốn chủ sở hữu, sở hữu nhà nước, bán nợ xấu và rủi ro tại các ngân hàng thương mại Việt Nam

    cho ngân hàng i ở thời gian t. Chỉ số Z rủi ro ngân hàng. Do đó, để khảo sát mối
    càng cao chỉ ra ngân hàng càng ổn định, quan hệ này trong bối cảnh các NHTM
    rủi ro càng thấp. Để giảm tính thiên lệch, Việt Nam, tác giả sử dụng biến EQU bình
    nghiên cứu này được lấy logarit của Z. phương (EQUsq) với dấu kỳ vọng của
    biến EQUsq trong mối quan hệ với rủi ro
    Bên cạnh đó, bài viết cũng sử dụng trung trong nghiên cứu này là “-; +”.
    bình trượt 05 năm của độ lệch chuẩn ROA
    để tính chỉ số Z5 theo cách tiếp cận của – StateR: tiếp cận theo Dong & ctg (2014),
    García-Kuhnert & ctg (2015). Tương tự, tác giả sử dụng tỷ lệ kiểm soát của chính
    Z5 cũng được lấy logarit để giảm tính phủ trong ngân hàng. Kế thừa nghiên cứu
    thiên lệch. của Cornett & ctg (2010), nghiên cứu kỳ
    vọng tỷ lệ sở hữu nhà nước càng cao, rủi
    Ngoài ra, Uyemura & Deventer (1993) ro càng cao. Dấu kỳ vọng của biến StateR
    cũng sử dụng độ lệch chuẩn của tỷ suất trong mối quan hệ với rủi ro trong nghiên
    sinh lợi trên vốn chủ sở hữu (sdROE) để cứu này là “+”.
    đo lường rủi ro. Chỉ số này càng cao, rủi
    ro càng lớn. Chỉ số này được đo lường là – VAM: Các NHTM bán nợ xấu cho
    trung bình trượt 03 năm của tỷ suất sinh VAMC được đo lường bởi biến VAM. Theo
    lợi trên vốn chủ sở hữu (ROE). Hryckiewicz (2014), VAM= 1 nếu ngân
    hàng bán nợ xấu cho VAMC, VAM= 0
    Các biến độc lập vốn chủ sở hữu, sở hữu nếu khác. Nghiên cứu kỳ vọng việc bán nợ
    nhà nước, bán nợ xấu cho VAMC: xấu cho VAMC sẽ làm giảm rủi ro cho các
    NHTM Việt Nam. Dấu kỳ vọng của biến
    Để khảo sát mối quan hệ giữa vốn chủ VAM trong mối quan hệ với rủi ro là “-”.
    sở hữu, sở hữu nhà nước, bán nợ xấu cho
    VAMC và rủi ro ngân hàng, ba biến đo Các biến đo lường đặc thù ngân hàng
    lường được sử dụng gồm tỷ lệ vốn chủ sở (các biến X): Các biến X gồm 3 biến sau:
    hữu trên tổng tài sản (EQU), tỷ lệ sở hữu
    nhà nước tại NHTM (StateR), bán nợ xấu – lnTS: tổng tài sản thường được dùng để
    cho VAMC (VAM). Mặt khác, để khảo đo lường tính kinh tế theo quy mô, được
    sát tác động phi tuyến tính của vốn chủ sở nhiều nghiên cứu sử dụng làm kiểm soát
    hữu đến rủi ro, biến EQUsq được sử dụng. khi khảo sát rủi ro ngân hàng (Dong &
    ctg, 2014; Hryckiewicz, 2014). Để giảm
    – EQU: chỉ số vốn chủ sở hữu trên tổng tính thiên lệch, tổng tài sản được lấy
    tài sản là chỉ số được sử dụng rộng rãi khi logarit. Nghiên cứu kỳ vọng tổng tài sản
    khảo sát tác động của vốn chủ sở hữu đến tăng sẽ làm giảm rủi ro ngân hàng. Dấu kỳ
    rủi ro (García-Kuhnert & ctg, 2015). Chỉ vọng của biến lnTS là “-”.
    số này càng cao rủi ro ngân hàng giảm.
    Nghiên cứu kỳ vọng vốn chủ sở hữu có – CRD: là tổng cho vay khách hàng trên
    mối quan hệ ngược chiều với rủi ro. Dấu tổng tài sản để đo lường hoạt động ngân
    kỳ vọng của biến EQU là “-”. hàng. Theo Hryckiewicz (2014), hoạt
    động cho vay có thể làm gia tăng rủi ro
    – EQUsq: Theo Calem & Rob (1999) vốn ngân hàng, vì vậy, dấu kỳ vọng của biến
    chủ sở hữu có mối quan hệ chữ U với CRD là “+”.

    28 Tạp chí Khoa học & Đào tạo Ngân hàng- Số 215- Tháng 4. 2020

  5. THÂN THỊ THU THUỶ – VÕ THỊ DANH THUYÊN

    – Listdum: Theo Dong & ctg (2014), việc là nhân tố được hầu hết các nghiên cứu
    niêm yết sẽ làm cho các ngân hàng hoạt quan tâm khi nghiên cứu tác động đến rủi
    động minh bạch hơn, từ đó giảm thiểu rủi ro ngân hàng (Hryckiewicz, 2014). Bài
    ro cho các ngân hàng. Do đó, biến ngân nghiên cứu này cũng sử dụng biến này với
    hàng niêm yết (Listdum) được sử dụng. kỳ vọng khi lạm phát càng tăng, các ngân
    Listdum bằng 1 nếu NHTM niêm yết, hàng hoạt động càng rủi ro. Dấu kỳ vọng
    bằng 0 nếu khác. Kỳ vọng biến Listdum sẽ của biến LP là “+”.
    làm giảm rủi ro cho các NHTM Việt Nam.
    Dấu kỳ vọng của biến Listdum là “-”. 4.2. Phương pháp nghiên cứu

    Các biến môi trường (các biến M): Để ước lượng mô hình (1) theo cách tiếp
    cận của Hryckiewicz (2014), bài nghiên
    Các biến M gồm có GDPGr và LP. Lý cứu sử dụng phương pháp bình phương
    do đưa các biến môi trường vào mô hình tối thiểu (pool OLS). Ngoài ra, phương
    nghiên cứu là tại Việt Nam, tăng trưởng pháp tác động cố định (fixed effect- FE)
    kinh tế và lạm phát có tác động khá mạnh và phương pháp tác động ngẫu nhiên
    mẽ đến nền kinh tế cũng như đến hoạt (random effect- RE) được sử dụng để kiểm
    động của các NHTM Việt Nam. Chẳng tra độ vững của kết quả nghiên cứu.
    hạn vào giai đoạn 2008- 2011, lạm phát rất
    cao làm cho hệ thống tín dụng, bất động 4.3. Dữ liệu nghiên cứu
    sản đóng băng, vấn đề trả nợ cho các ngân
    hàng rất khó khăn, gia tăng tiền mặt và rủi – Mẫu nghiên cứu: Vì số lượng NHTM
    ro cho các ngân hàng. Việt Nam không nhiều nên nhóm tác giả
    đã thu thập hết dữ liệu của 35 NHTM.
    – GDPGr: Biến tăng trưởng tổng sản phẩm Dữ liệu được thu thập thủ công, sau đó
    quốc nội (GDP) được sử dụng trong nhiều tiến hành loại bỏ các biến không có đầy
    nghiên cứu thực nghiệm trong thời gian qua đủ thông tin cần thiết để tính toán các
    khi khảo sát rủi ro ngân hàng (Dong & ctg, biến trong mô hình. Điều kiện để một
    2014, Hryckiewicz, 2014). Quá trình tăng ngân hàng được lựa chọn nghiên cứu là
    trưởng kinh tế cũng ảnh hưởng sâu sắc tới có 05 quan sát trở lên. Dữ liệu còn lại
    sự phát triển hệ thống tài chính Việt Nam sau khi được làm sạch là 26 NHTM Việt
    khi tăng trưởng kinh tế có tác động tích cực Nam gồm có 041 NHTM Nhà nước và 22
    đến tỷ lệ tiết kiệm trong dân cư, khiến tổng NHTM cổ phần.
    lượng tiền gửi gia tăng đáng kể. Khi nền
    kinh tế tăng trưởng tốt, mọi hoạt động sản – Nguồn dữ liệu nghiên cứu: Dữ liệu
    xuất kinh doanh được thúc đẩy, các doanh nghiên cứu được thu thập từ báo cáo kiểm
    nghiệp làm ăn thuận lợi, khả năng trả nợ toán của các NHTM trong giai đoạn 2005-
    vay ngân hàng được đảm bảo, nhờ đó mà 2016. Ngoài ra, dữ liệu được thu thập từ
    nợ xấu giảm. Nghiên cứu kỳ vọng rằng khi 1
    Năm 2015, NHNN buộc mua lại 3 NHTMCP với
    nền kinh tế tăng trưởng càng cao, rủi ro của giá 0 đồng là Ngân hàng Xây Dựng, Ngân hàng Đại
    các ngân hàng càng thấp. Dấu kỳ vọng của Dương, và Ngân hàng Dầu khí Toàn cầu (GPbank),
    tuy nhiên, quy mô mẫu của các NHTMNN trong nghiên
    biến GDPGr là “-”. cứu này không bao gồm 03 ngân hàng này do không
    thu thập được dữ liệu năm 2015&2016. Khối NHTMNN
    – LP: Ngoài những nhân tố trên, lạm phát trong nghiên cứu này gồm có 04 ngân hàng: Agribank,
    Vietinbank, Vietcombank và BIDV.

    Số 215- Tháng 4. 2020- Tạp chí Khoa học & Đào tạo Ngân hàng 29

  6. Vốn chủ sở hữu, sở hữu nhà nước, bán nợ xấu và rủi ro tại các ngân hàng thương mại Việt Nam

    nguồn khác như Ngân hàng Thế giới (WB) giai đoạn này là 9,026.
    cho các biến môi trường. Dữ liệu được sử
    dụng là dữ liệu không cân bằng, có 299 Biến Listdum cho thấy chỉ có 23,1% ngân
    quan sát. hàng đã niêm yết trong quy mô mẫu; Còn
    biến lnTS biến thiên trong khoảng (11,884;
    5. Kết quả nghiên cứu 20,730); biến CRD biến thiên trong khoảng
    (0,047; 6,671). Riêng biến StateR, giá trị
    5.1. Thống kê mô tả trung bình là 0,145. Nghĩa là trong mẫu
    nghiên cứu, tỷ lệ sở hữu nhà nước trung
    Giá trị trung bình của EQU của mẫu là bình chiếm 14,5%. Biến này biến thiên
    11,4%, trong khi giá trị nhỏ nhất là 0,004 trong khoảng (0,00; 1,00). Khoảng biến
    và giá trị cao nhất là 0,712. Vì vậy, độ thiên này cho thấy rằng các NHTM cổ phần
    biến thiên của biến này trong mẫu khá cao, tỷ lệ sở hữu nhà nước bằng 0 và StateR
    với độ lệch chuẩn là 0,080. bằng 1 (tức là 100%) đối với Agribank bởi
    Độ lệch chuẩn của lạm phát (LP) rất cao, Nhà nước sở hữu 100% ngân hàng này.
    là 5,931 trong khi lạm phát trung bình của

    Bảng 1. Mô tả các biến trong mô hình nghiên cứu
    Tên biến Định nghĩa Dấu kỳ vọng Nguồn số liệu
    Biến phụ thuộc: biến Risk
    lnZ Tính toán của tác giả
    lnZ5 Tính toán của tác giả
    Trung bình trượt 03 năm của tỷ suất sinh lợi
    sdROE Tính toán của tác giả
    trên vốn chủ sở hữu
    Biến độc lập ốn chủ sở hữu, sở hữu nhà nước, bán nợ xấu cho VAMC
    Báo cáo thường niên
    EQU Tỷ lệ vốn chủ sở hữu trên tổng tài sản –
    của các NHTM
    Bình phương của tỷ lệ vốn chủ sở hữu trên
    EQUsq -;+ Tính toán của tác giả
    tổng tài sản
    Báo cáo thường niên
    StateR Tỷ lệ sở hữu nhà nước tại NHTM +
    của các NHTM
    Sự can thiệp của chính phủ thông qua việc
    Báo cáo thường niên
    VAM các NHTM bán nợ xấu cho VAMC, bằng 1 nếu –
    của các NHTM
    NHTM bán nợ xấu cho VAMC, bằng 0 nếu khác
    Biến đặc thù ngân hàng: biến X
    lnTS Logarit tổng tài sản – Tính toán của tác giả
    Báo cáo thường niên
    CRD Tỷ lệ cho vay trên tổng tài sản +
    của các NHTM
    Biến Listdum bằng 1 nếu NHTM niêm yết, bằng Báo cáo thường niên
    Listdum –
    0 nếu khác. của các NHTM
    Biến môi trường: biến M
    GDPGr Tăng trưởng tổng sản phẩm quốc nội – WB
    LP Tỷ lệ lạm phát + WB
    Nguồn: Tổng hợp của nhóm tác giả, tham khảo Hryckiewicz (2014)

    30 Tạp chí Khoa học & Đào tạo Ngân hàng- Số 215- Tháng 4. 2020

  7. THÂN THỊ THU THUỶ – VÕ THỊ DANH THUYÊN

    Bảng 2. Thống kê mô tả các biến trong mô hình nghiên cứu
    Biến Số quan sát Giá trị trung bình Độ lệch chuẩn Giá trị nhỏ nhất Giá trị lớn nhất
    lnZ 298 2,602 0,801 0,555 5,970
    lnZ5 298 2,559 0,734 0,377 5,859
    sdROE 299 0,107 0,068 0,003 0,490
    EQU 299 0,114 0,080 0,004 0,712
    EQUsq 299 0,019 0,040 0,000 0,507
    StateR 299 0,145 0,338 0 1
    VAM 299 0,237 0,426 0 1
    lnTS 299 17,609 1,628 11,884 20,730
    CRD 299 0,563 0,382 0,047 6,671
    Listdum 299 0,231 0,422 0 1
    GDPGr 299 6,229 0,714 5,247 7,547
    LP 299 9,026 5,931 0,879 23,116
    Nguồn: Tổng hợp dữ liệu nghiên cứu dựa trên phần mềm Stata

    5.2. Phân tích tương quan quan nhỏ hơn 0,5), chỉ có biến lnTS có
    mối tương quan khá cao đối với các biến
    Tương quan giữa biến lnZ, lnZ5 và sdROE StateR và biến EQUsq (hệ số tương quan
    là tương quan âm, khá cao. lớn hơn 0,5), đặc biệt hệ số tương quan
    giữa biến lnTS và EQU là cao (hệ số
    Tương quan giữa các biến độc lập và biến tương quan lớn hơn là 0,6848). Các hệ số
    phụ thuộc: Đối với biến lnZ, ngoại trừ 03 tương quan này đều có ý nghĩa thống kê.
    biến là lnTS, Listdum, CRD, các biến còn Do đó, mô hình có thể bị đa cộng tuyến.
    lại đều tương quan và có ý nghĩa thống kê. Vì vậy, kiểm định đa cộng tuyến được
    Đối với biến lnZ5 và sdROE, ngoại trừ thực hiện và trình bày trong Bảng 4.
    02 biến là Listdum, CRD, các biến còn lại
    đều tương quan và có ý nghĩa thống kê. Kiểm định đa cộng tuyến

    Như vậy trong bước kiểm tra độ vững kết Kết quả trình bày trong Bảng 4 cho thấy
    quả nghiên cứu sẽ thực hiện loại các biến rằng: VIF

  8. Vốn chủ sở hữu, sở hữu nhà nước, bán nợ xấu và rủi ro tại các ngân hàng thương mại Việt Nam

    Nguồn: Tính toán từ dữ liệu nghiên cứu với phần mềm Stata
    ý nghĩa thống kê 1% trong cột
    (1), cột (2), cột (4), cột (6),
    LP

    1
    mức ý nghĩa 5% ở cột (3) và
    cột (5). Điều này nói lên rằng

    -0,1927*
    GDPGr

    vốn chủ sở hữu làm gia tăng

    1
    ổn định và làm giảm rủi ro
    ngân hàng.

    -0,1554*
    Listdum

    -0,1117
    Bảng 6 cho thấy tất cả hệ số của

    1
    biến EQU đều mang dấu “+”
    và đều có ý nghĩa thống kê, với

    -0,0186

    -0,0503
    0,098
    CRD

    1 mức ý nghĩa thống kê 1% cho
    cả 6 cột. Kết quả này cũng được
    Bảng 3. Tương quan các biến trong mô hình nghiên cứu

    -0,3412* củng cố mạnh mẽ với tất cả các
    -0,1482*
    0,4502*
    -0,0746

    hệ số EQU trong Bảng 7 mang
    lnTS

    1

    dấu “-” và đều có ý nghĩa thống
    kê với mức ý nghĩa 1% trong
    cột (1), cột (2) và cột (6); mức
    -0,5054*
    0,3267*

    0,2540*
    -0,0047

    -0,0573
    VAM

    ý nghĩa 5% cho các cột còn lại.
    1

    Điều đó có nghĩa rằng vốn chủ
    sở hữu gia tăng làm giảm rủi ro
    0,5521*

    0,1278*
    -0,0035
    StateR

    0,0957

    0,0244
    0,0132

    ngân hàng.
    1

    Kết quả còn chỉ ra rằng vốn
    -0,1677*
    -0,1401*
    -0,5544*

    -0,1629*
    0,1214*
    -0,0068
    EQUsq

    chủ sở hữu có mối quan hệ
    0,1028
    1

    phi tuyến tính với rủi ro ngân
    hàng. Thực vậy, Bảng 5 cho
    thấy rằng trong khi tất cả hệ
    -0,3049*
    -0,1737*
    -0,6848*

    -0,2247*
    0,9146*

    0,1475*
    0,0251

    0,0627
    EQU

    số của EQU mang dấu “+”
    1

    và đều có ý nghĩa thống kê
    ở mức 1% và 5% thì hệ số
    -0,3026*
    -0,2037*

    -0,2314*
    0,1623*

    0,1779*

    0,1261*
    0,1493*
    -0,0056
    sdROE

    0,113

    EQUsq đều mang dấu “-” và
    1

    ý nghĩa thống kê ở mức 1%
    và 5% trong Bảng 5 và Bảng
    -0,7078*

    -0,2286*

    -0,1344*

    -0,1167*
    -0,1937*
    0,3379*
    0,2647*

    0,2431*

    -0,0246
    -0,0742

    6. Điều này cho thấy EQUsq
    lnZ5

    1

    có mối quan hệ phi tuyến tính
    với rủi ro ngân hàng. Kết quả
    này phù hợp với kết quả ước
    -0,7375*

    -0,2226*

    -0,1440*
    -0,2314*
    0,9621*

    0,2808*
    0,2102*

    0,2839*
    -0,1125
    -0,0314
    -0,0628

    lượng trong Bảng 7 khi hệ
    lnZ

    1

    số EQU mang dấu “+” và có
    mức ý nghĩa 5% trong tất cả
    các cột.
    Listdum
    GDPGr
    sdROE

    EQUsq
    StateR
    EQU

    VAM

    CRD
    lnTS
    lnZ5
    lnZ

    LP

    Do đó, tồn tại mối quan hệ phi

    32 Tạp chí Khoa học & Đào tạo Ngân hàng- Số 215- Tháng 4. 2020

  9. THÂN THỊ THU THUỶ – VÕ THỊ DANH THUYÊN

    Bảng 4. Chỉ số VIF
    Biến độc lập VIF 1/VIF Biến độc lập VIF 1/VIF
    lnTS 4,62 0,2167 EQU 9,53 0,1049
    EQU 2,13 0,4689 EQUsq 6,98 0,1432
    StateR 1,9 0,5261 lnTS 4,77 0,2097
    VAM 1,58 0,6341 StateR 1,93 0,5176
    GDPGr 1,47 0,6787 VAM 1,58 0,6336
    LP 1,46 0,6829 GDPGr 1,56 0,6430
    Listdum 1,34 0,7453 LP 1,47 0,6821
    CRD 1,05 0,9559 Listdum 1,34 0,7447
    CRD 1,06 0,9457
    VIF trung bình 1,94 VIF trung bình 3,36
    Nguồn: Tính toán từ dữ liệu nghiên cứu với phần mềm Stata

    Bảng 5. Kết quả hồi quy với biến lnZ
    (1) (2) (3) (4) (5) (6)
    Biến
    lnZ lnZ lnZ lnZ lnZ lnZ
    3,617*** 5,981*** 3,912** 10,81*** 3,620** 9,359***
    EQU
    [4,46] [3,68] [2,58] [5,19] [2,28] [4,41] -4,538** -12,63*** -10,65***
    EQUsq
    [-2,02] [-4,08] [-3,46] -0,340* -0,305 2,037* 2,541** -0,396 -0,254
    StateR
    [-1,75] [-1,52] [1,87] [2,32] [-1,20] [-0,69] 0,439*** 0,433** 0,475** 0,514** 0,472** 0,489**
    VAM
    [2,60] [2,56] [2,32] [2,39] [2,09] [2,02] 0,0474 0,0639 0,148 0,159 0,115 0,129
    lnTS
    [0,55] [0,74] [1,29] [1,38] [0,90] [0,98] -0,0265 -0,0453 0,0317 -0,029 0,0185 -0,0331
    CRD
    [-0,49] [-0,77] [0,77] [-0,59] [0,38] [-0,53] -0,219 -0,214 -0,0534 -0,0477 -0,21 -0,214
    Listdum
    [-1,35] [-1,32] [-0,16] [-0,16] [-0,69] [-0,70] -0,186*** -0,159** -0,111** -0,0683 -0,132** -0,0900*
    GDPGr
    [-2,72] [-2,28] [-2,06] [-1,59] [-2,11] [-1,73] -0,0264*** -0,0269*** -0,0188** -0,0212*** -0,0196** -0,0217***
    LP
    [-3,72] [-3,88] [-2,53] [-3,18] [-2,48] [-2,90] 2,764 2,133 -0,00576 -1,026 1,139 0,219
    Hệ số
    [1,53] [1,16] [-0,00] [-0,47] [0,45] [0,09] Số quan sát 298 298 298 298 298 298

    Số 215- Tháng 4. 2020- Tạp chí Khoa học & Đào tạo Ngân hàng 33

  10. Vốn chủ sở hữu, sở hữu nhà nước, bán nợ xấu và rủi ro tại các ngân hàng thương mại Việt Nam

    (1) (2) (3) (4) (5) (6)
    Biến
    lnZ lnZ lnZ lnZ lnZ lnZ
    R điều chỉnh
    2
    0,243 0,247 0,302 0,369
    PP ước lượng OLS OLS FE FE RE RE
    Kiểm định Hausman 0,6269 -0,49
    Nguồn: Tính toán từ dữ liệu nghiên cứu với phần mềm Stata
    Ghi chú: Giá trị t ở trong [ ]; * giá trị p

  11. THÂN THỊ THU THUỶ – VÕ THỊ DANH THUYÊN

    Bảng 7. Kết quả hồi quy với biến sdROE
    (1) (2) (3) (4) (5) (6)
    Biến
    sdROE sdROE sdROE sdROE sdROE sdROE
    -0,234*** -0,597*** -0,209** -0,768** -0,208** -0,710***
    EQU
    [-3,55] [-3,21] [-2,17] [-2,73] [-2,16] [-2,81] 0,696** 1,023** 0,931**
    EQUsq
    [2,22] [2,17] [2,20] -0,00289 -0,00838 -0,0525 -0,0934 0,00244 -0,0112
    StateR
    [-0,21] [-0,59] [-0,62] [-1,01] [0,10] [-0,40] -0,0441*** -0,0433*** -0,0470*** -0,0502*** -0,0470*** -0,0481***
    VAM
    [-3,74] [-3,71] [-3,05] [-3,26] [-2,94] [-3,01] 0,00545 0,00295 0,00212 0,00129 0,00367 0,00184
    lnTS
    [1,11] [0,60] [0,29] [0,19] [0,50] [0,27] -0,000286 0,0026 -0,00546 -0,000533 -0,00432 -0,0000685
    CRD
    [-0,06] [0,56] [-1,48] [-0,13] [-0,99] [-0,01] 0,0182* 0,0173* 0,0112 0,0107 0,0163 0,016
    Listdum
    [1,76] [1,69] [0,74] [0,80] [1,00] [1,03] 0,0205*** 0,0163*** 0,0181*** 0,0146*** 0,0192*** 0,0150***
    GDPGr
    [3,62] [2,83] [3,35] [3,40] [3,57] [3,50] 0,00143** 0,00150** 0,000994* 0,00119** 0,00110* 0,00124**
    LP
    [2,04] [2,23] [1,74] [2,60] [1,80] [2,39] -0,0953 0,00117 -0,00897 0,0737 -0,0535 0,0425
    Hệ số
    [-0,86] [0,01] [-0,06] [0,53] [-0,35] [0,32] Số quan sát 299 299 299 299 299 299
    R2 điều chỉnh 0,203 0,224 0,169 0,222
    PP ước lượng OLS OLS FE FE RE RE
    Nguồn: Tính toán từ dữ liệu nghiên cứu với phần mềm Stata.
    Ghi chú: Giá trị t ở trong [ ]; * giá trị p

  12. Vốn chủ sở hữu, sở hữu nhà nước, bán nợ xấu và rủi ro tại các ngân hàng thương mại Việt Nam

    Bảng 8. Kiểm định độ vững kết quả nghiên cứu với biến lnZ
    Biến (1) (2) (3) (4) (5) (6)
    lnZ lnZ lnZ lnZ lnZ lnZ
    EQU 3,315*** 5,354*** 2,967** 9,463*** 2,941** 8,063***
    [6,71] [3,73] [2,26] [4,53] [2,54] [3,76] EQUsq -4,226* -12,06*** -9,761***
    [-1,93] [-3,83] [-3,02] StateR -0,273*** -0,211* 2,037*** 2,514*** -0,172 -0,0239
    [-2,79] [-1,83] [4,02] [4,49] [-0,95] [-0,12] VAM 0,429*** 0,437*** 0,598*** 0,647*** 0,540*** 0,564***
    [3,02] [3,05] [3,77] [3,80] [3,11] [2,97] GDPGr -0,203*** -0,189*** -0,213*** -0,182*** -0,197*** -0,169***
    [-3,96] [-3,63] [-4,38] [-3,73] [-3,97] [-3,27] LP -0,0267*** -0,0273*** -0,0204** -0,0226** -0,0207** -0,0226**
    [-3,41] [-3,55] [-2,26] [-2,66] [-2,15] [-2,42] Hệ số 3,669*** 3,430*** 3,339*** 2,577*** 3,579*** 3,003***
    [9,25] [7,60] [8,33] [5,58] [6,91] [4,91] Số quan sát 298 298 298 298 298 298
    R điều chỉnh
    2
    0,24 0,244 0,289 0,35
    PP ước lượng OLS OLS FE FE RE RE
    Kiểm định Hausman 0,6485 0,0565
    Nguồn: Tính toán từ dữ liệu nghiên cứu với phần mềm Stata
    Ghi chú: Giá trị t ở trong [ ]; * giá trị p

  13. THÂN THỊ THU THUỶ – VÕ THỊ DANH THUYÊN

    (1) (2) (3) (4) (5) (6)
    Biến
    lnZ5 lnZ5 lnZ5 lnZ5 lnZ5 lnZ5
    GDPGr [-2.03] [-1.52] [-0.23] [0.69] [-0.64] [0.05] -0.0206*** -0.0210*** -0.0131** -0.0151** -0.0138** -0.0156**
    LP
    [-2.99] [-3.11] [-2.21] [-2.79] [-2.11] [-2.47] 2,008 1,309 -1,857 -2,955 -0,38 -1,278
    Hệ số
    [1,60] [1,01] [-0,90] [-1,48] [-0,19] [-0,67] Số quan sát 298 298 298 298 298 298
    R điều chỉnh
    2
    0,241 0,248 0,319 0,391
    PP ước lượng OLS OLS FE FE RE RE
    Kiểm định Hausman 0,0748 0,9489
    Nguồn: Tính toán từ dữ liệu nghiên cứu với phần mềm Stata.
    Ghi chú: Giá trị t ở trong [ ]; * giá trị p

  14. Vốn chủ sở hữu, sở hữu nhà nước, bán nợ xấu và rủi ro tại các ngân hàng thương mại Việt Nam

    Bảng 10. Kiểm định độ vững kết quả nghiên cứu với biến sdROE
    Biến (1) (2) (3) (4) (5) (6)
    sdROE sdROE sdROE sdROE sdROE sdROE
    -0,214*** -0,581*** -0,211** -0,772** -0,204** -0,703***
    EQU
    [-3,29] [-3,17] [-2,14] [-2,78] [-2,18] [-2,83] 0,699** 1,024** 0,926**
    EQUsq
    [2,29] [2,22] [2,23] -0,00765 -0,0122 -0,0805 -0,122 -0,00227 -0,0144
    StateR
    [-0,59] [-0,91] [-0,90] [-1,29] [-0,09] [-0,53] -0,0429*** -0,0420*** -0,0468*** -0,0498*** -0,0462*** -0,0471***
    VAM
    [-3,59] [-3,56] [-3,01] [-3,21] [-2,83] [-2,89] 0,00884** 0,00598 0,00326 0,00195 0,00592 0,0037
    lnTS
    [2,15] [1,42] [0,47] [0,31] [0,95] [0,66] 0,0214*** 0,0171*** 0,0180*** 0,0144*** 0,0193*** 0,0150***
    GDPGr
    [3,79] [2,97] [3,18] [3,21] [3,52] [3,43] 0,00145** 0,00151** 0,00100* 0,00117** 0,00110* 0,00122**
    LP
    [2,02] [2,19] [1,79] [2,60] [1,82] [2,35] -0,159 -0,054 -0,0244 0,0705 -0,0924 0,0132
    Hệ số
    [-1,61] [-0,50] [-0,16] [0,52] [-0,70] [0,11] Số quan sát 299 299 299 299 299 299
    R2 điều chỉnh 0,199 0,221 0,172 0,226
    PP ước lượng OLS OLS FE FE RE RE
    Nguồn: Tính toán từ dữ liệu nghiên cứu với phần mềm Stata
    Ghi chú: Giá trị t ở trong [ ]; * giá trị p

  15. THÂN THỊ THU THUỶ – VÕ THỊ DANH THUYÊN

    Bảng 11. Kiểm định độ vững kết quả nghiên cứu với biến giả sở hữu nhà nước
    (1) (2) (3) (4) (5) (6)
    Biến
    lnZ lnZ5 lnZ lnZ5 lnZ lnZ5
    6,060*** 6,783*** 10,25*** 10,73*** 9,341*** 9,971***
    EQU
    [3,73] [4,67] [4,75] [5,73] [4,39] [5,40] -4,545** -4,610** -12,04*** -11,34*** -10,48*** -10,12***
    EQUsq
    [-2,05] [-2,27] [-3,85] [-3,92] [-3,41] [-3,57] -0,326* -0,373** 0 0 -0,392 -0,48
    State
    [-1,84] [-2,30] [,] [,] [-1,16] [-1,49] 0,428** 0,327** 0,488** 0,337* 0,478** 0,343*
    VAM
    [2,57] [2,15] [2,34] [1,91] [2,04] [1,71] 0,0732 0,121 0,161 0,229** 0,142 0,204*
    lnTS
    [0,87] [1,59] [1,40] [2,17] [1,12] [1,77] -0,0401 -0,0157 -0,0252 -0,00184 -0,0257 -0,00232
    CRD
    [-0,72] [-0,29] [-0,52] [-0,04] [-0,45] [-0,05] -0,205 -0,205 -0,188 -0,115 -0,203 -0,158
    Listdum
    [-1,32] [-1,43] [-0,69] [-0,45] [-0,69] [-0,58] -0,154** -0,0737 -0,0615 0,0361 -0,0819* 0,0099
    GDPGr
    [-2,24] [-1,25] [-1,44] [0,87] [-1,67] [0,23] -0,0269*** -0,0208*** -0,0203*** -0,0144** -0,0216*** -0,0157**
    LP
    [-3,85] [-3,22] [-3,00] [-2,58] [-2,85] [-2,49] 1,933 0,431 -0,656 -2,614 -0,0461 -1,858
    Hệ số
    [1,08] [0,27] [-0,29] [-1,27] [-0,02] [-0,87] Số quan sát 298 298 298 298 298 298
    R2 điều chỉnh 0,25 0,259 0,355 0,374
    PP ước lượng OLS OLS FE FE RE RE
    Nguồn: Tính toán từ dữ liệu nghiên cứu với phần mềm Stata.
    Ghi chú: Giá trị t ở trong [ ]; * giá trị p

  16. Vốn chủ sở hữu, sở hữu nhà nước, bán nợ xấu và rủi ro tại các ngân hàng thương mại Việt Nam

    sở hữu chi phối của nhà nước trong các trong Bảng 8 tốt hơn khi kết quả ước
    NHTM, bằng 1 nếu sở hữu nhà nước lớn lượng trong tất cả các cột của bảng này
    hơn 50%, bằng 0 nếu ngược lại. đều mang dấu “+ “ và đều có ý nghĩa 1%.
    Trong Bảng 9, tất cả các cột đều có ý
    Kết quả cho thấy rằng: nghĩa thống kê với hệ số mang dấu “+”.
    Còn Bảng 10, hệ số tất cả các biến đều
    – Biến EQU: Hệ số biến EQU mang dấu mang dấu “-” với mức ý nghĩa rất cao là
    “+” và đều có ý nghĩa thống kê, với mức 1%. Kết quả trong Bảng 11 củng cố mạnh
    ý nghĩa thống kê 1% và mức ý nghĩa 5% mẽ cho tất cả các bảng trên vì hệ số biến
    trong 3 Bảng 8, 9 và 11; và mang dấu “-” VAM mang dấu “+” và đều có ý nghĩa
    và đều có ý nghĩa thống kê với mức ý thống kê. Do vậy, đủ cơ sở để kết luận
    nghĩa 1% và mức ý nghĩa 5% trong Bảng rằng bán nợ xấu cho VAMC có tác động
    10. Do đó, kết quả tác động của vốn chủ tích cực đến ổn định và làm giảm rủi ro
    sở hữu lên rủi ro ngân hàng rất vững. ngân hàng.
    – Biến EQUsq: Tất cả hệ số của EQUsq
    mang dấu “-” và đều có ý nghĩa thống kê – Biến GDPGr: Lập luận tương tự các
    1%, 5% và 10% trong Bảng 8; và ý nghĩa biến trên, kết quả trong Bảng 8, 9, 10 củng
    thống kê 1%, 5% trong Bảng 9. Còn trong cố kết quả cho Bảng 5, 6 và 7. Còn kết quả
    Bảng 10, hệ số EQUsq mang dấu “+” và trong Bảng 11, tuy mức ý nghĩa không cao
    đều có ý nghĩa thống kê ở mức 5%. Ở như kết quả trong các bảng trước nhưng
    Bảng 11, hệ số biến này mang dấu “-” tất các cột có ý nghĩa thống kê đều mang dấu
    cả các cột với mức ý nghĩa thống kê là “-”. Từ đó, kết luận tăng trưởng GDP làm
    1%, 5%. giảm ổn định và gia tăng rủi ro ngân hàng.
    Như vậy kết quả tác động của EQUsq đến – Biến LP: Cũng lập luận tương tự trên,
    rủi ro trong Bảng 8, 9, 10 và 11 củng cố kết quả trong trong Bảng 8, 9, 10 và 11
    mạnh mẽ cho kết quả tác động của EQUsq đều có ý nghĩa thống kê củng cố cho Bảng
    đến rủi ro trong Bảng 5, 6 và 7. Do đó, tồn 5, 6 và 7. Do đó, lạm phát giảm ổn định và
    tại mối quan hệ phi tuyến tính- chữ U giữa gia tăng rủi ro ngân hàng.
    vốn chủ sở hữu và rủi ro tại các NHTM
    Việt Nam. 6. Kết luận

    – Biến StateR: Kết quả nghiên cứu từ Bài nghiên cứu đã khảo sát kết quả nghiên
    Bảng 5 đến Bảng 10 đã trình bày ở kết quả cứu thực nghiệm về tác động của vốn chủ sở
    hồi qui. Bảng 11 lại càng củng cố kết quả hữu, sở hữu nhà nước và việc NHTM bán
    của các bảng trên khi cột (1) và cột (2) nợ xấu cho VAMC đến rủi ro ngân hàng,
    mang dấu “-” với mức ý nghĩa 5% và 10% trường hợp tại Việt Nam. Đồng thời, kết quả
    và trong cột (5) và cột (6) hệ số này cũng cũng đã chỉ ra tăng trưởng kinh tế và lạm
    mang dấu “-” mặc dù không có ý nghĩa phát đã tác động đến rủi ro ngân hàng.
    thống kê. Đó là cơ sở để kết luận rằng sở
    hữu nhà nước làm giảm ổn định và gia Biến tỷ lệ vốn chủ sở hữu trên tổng tài
    tăng rủi ro cho các ngân hàng. sản (EQU): Vốn chủ sở hữu có tác động
    tích cực trong việc gia tăng ổn định và
    – Biến VAM: So với Bảng 5, kết quả tác giảm rủi ro ngân hàng.
    động của VAMC đến rủi ro ngân hàng Với mục tiêu nghiên cứu là xác định tác

    40 Tạp chí Khoa học & Đào tạo Ngân hàng- Số 215- Tháng 4. 2020

  17. THÂN THỊ THU THUỶ – VÕ THỊ DANH THUYÊN

    động của vốn chủ sở hữu đến rủi ro tại mối quan hệ phi tuyến tính giữa vốn chủ
    các NHTM Việt Nam, câu hỏi nghiên cứu sở hữu và rủi ro tại các NHTM Việt Nam.
    cùng giả thuyết được đặt ra là H1.1: Vốn Nghĩa là ban đầu tăng vốn chủ sở hữu thì
    chủ sở hữu tác động ngược chiều (-) đến rủi ro sẽ giảm, tuy nhiên sau đó nếu tiếp
    rủi ro tại các NHTM Việt Nam. tục tăng vốn chủ sở hữu, rủi ro sẽ gia tăng.
    Kết quả nghiên cứu tìm thấy vốn chủ sở Điều này phù hợp với giả thuyết H1.2 cũng
    hữu là yếu tố đóng góp tích cực trong việc như phát hiện của Calem và Rob (1999)
    gia tăng ổn định và giảm rủi ro ngân hàng. về mối quan hệ này.
    Kết quả này phù hợp với giả thuyết H1.1 Nghị định 141/2006/NĐ-CP ngày
    đã đưa ra, cũng như phù hợp với kết quả 22/11/2006 yêu cầu các NHTMCP phải
    nghiên cứu thực nghiệm của Agusman và gia tăng vốn pháp định từ 1.000 tỷ đồng
    ctg (2014). lên 3.000 tỷ đồng trong giai đoạn 2008-
    Vốn chủ sở hữu là thước đo tiềm lực tài 2010 và được sửa đổi, bổ sung theo Nghị
    chính, ảnh hưởng cơ bản đến năng lực định 10/2011/NĐ-CP ngày 26/01/2011
    cạnh tranh của các NHTM Việt Nam. gia hạn thời gian tăng vốn đến chậm nhất
    Nguồn vốn này không chỉ tạo cơ sở hình vào ngày 31/12/2011. Và phải đến cuối
    thành và điều kiện mở rộng cho ngân hàng năm 2012, tất cả các NHTMCP Việt Nam
    mà luôn đóng vai trò là bộ đệm chống đỡ mới hoàn tất tăng vốn theo nghị định này.
    mọi tổn thất rủi ro trong suốt quá trình Lợi ích của việc gia tăng vốn này đã được
    hoạt động của ngân hàng. Khi ngân hàng minh chứng: Việc gia tăng vốn điều lệ đã
    tăng tỷ lệ vốn chủ sở hữu sẽ làm giảm giúp các NHTM giảm rủi ro, tuy nhiên,
    rủi ro và giúp giảm nguy cơ khó khăn tài việc gia tăng vốn này chỉ phát huy mặt có
    chính của ngân hàng. Một mức vốn chủ lợi là vốn chủ sở hữu thực thông qua huy
    sở hữu đủ lớn thể hiện nội lực ngân hàng động vốn trên thị trường chứng khoán;
    mạnh khi có biến cố xảy ra nhờ khả năng góp vốn từ cổ đông chiến lược, cổ đông
    hấp thụ những khoản thua lỗ lớn phát sinh có tổ chức, các đối tác nước ngoài,… chứ
    không dự tính trước được, sẽ giúp tránh không phải dưới sức ép sáp nhập phải tăng
    được những vụ phá sản ngân hàng. vốn chủ sở hữu bằng mọi cách, kể cả từ
    Như vậy, việc gia tăng vốn điều lệ của các các nguồn không hợp lệ. Điều này sẽ dẫn
    NHTMCP theo Nghị định 141/2006/NĐ- đến ban đầu tăng vốn chủ sở hữu, rủi ro sẽ
    CP (được sửa đổi, bổ sung bởi Nghị định giảm; tuy nhiên sau đó nếu tiếp tục tăng,
    10/2011/NĐ-CP) đã phát huy tác dụng rủi ro sẽ gia tăng. Khi vốn chủ sở hữu tăng
    nhằm hấp thụ các tổn thất cũng như giảm thì các ngân hàng có xu hướng chấp nhận
    thiểu rủi ro đạo đức cho ngành ngân hàng. rủi ro cao hơn nhằm tìm kiếm lợi nhuận
    nhiều hơn.Việc tăng vốn sở hữu quá
    Biến bình phương tỷ lệ vốn chủ sở hữu nhanh cũng đã gia tăng áp lực trong việc
    trên tổng tài sản (EQUsq): Tồn tại mối chi trả cổ tức cho các cổ đông, do đó các
    quan hệ phi tuyến tính- chữ U giữa vốn chủ ngân hàng để ổn định thu nhập buộc phải
    sở hữu và rủi ro tại các NHTM Việt Nam. tăng trưởng tín dụng nhằm tăng trưởng
    Giả thuyết tiếp theo được đặt ra liên quan tổng tài sản. Khi trình độ quản lý của các
    đến vốn chủ sở hữu là H1.2: Vốn chủ sở ngân hàng không theo kịp tốc độ tăng tổng
    hữu có mối quan hệ phi tuyến tính với rủi tài sản sẽ dẫn đến chất lượng tín dụng
    ro tại các NHTM Việt Nam. kém, từ đó gia tăng rủi ro cho các ngân
    Kết quả chỉ ra tồn tại mối quan hệ chữ U- hàng. Kết quả này ủng hộ việc Chính phủ

    Số 215- Tháng 4. 2020- Tạp chí Khoa học & Đào tạo Ngân hàng 41

  18. Vốn chủ sở hữu, sở hữu nhà nước, bán nợ xấu và rủi ro tại các ngân hàng thương mại Việt Nam

    quyết liệt giảm thiểu sở hữu chéo trong cao như cho vay các dự án đầu tư lớn
    hệ thống ngân hàng Việt Nam. Ngoài ra, với thời gian thu hồi vốn dài, đầu tư vào
    nhóm tác giả cũng khuyến nghị nhà hoạch những tài sản tài chính có rủi ro cao,…
    định chính sách có những quyết sách quan nhằm mang lại lợi nhuận cao. Và cho đến
    trọng hơn để việc gia tăng vốn cả số lượng hiện nay thì NHTM Nhà nước là người
    lẫn chất lượng mang đầy đủ ý nghĩa vốn cho vay lớn nhất đối với các doanh nghiệp
    có của vốn chủ sở hữu ngoài vấn đề giảm Nhà nước, mặc dù nhiều dự án kém hiệu
    thiểu sở hữu chéo nhằm mục tiêu cốt lõi là quả và một số doanh nghiệp Nhà nước
    hấp thụ các tổn thất cũng như giảm thiểu hoạt động yếu kém. Đây là áp lực lớn
    rủi ro đạo đức cho ngành ngân hàng. ảnh hưởng đến hiệu quả hoạt động và rủi
    ro cho các NHTM Nhà nước. “Theo các
    Biến sở hữu nhà nước (State): Sở hữu chuyên gia kinh tế thì nợ xấu tập trung chủ
    nhà nước làm giảm ổn định và gia tăng rủi yếu vào lĩnh vực bất động sản và chứng
    ro cho các ngân hàng. khoán, trong đó, nợ xấu tại khu vực doanh
    Mục tiêu nghiên cứu tiếp theo là xác định tác nghiệp Nhà nước rất lớn. Số liệu của một
    động của sở hữu nhà nước đến rủi ro ngân số nhà nghiên cứu cho thấy khu vực doanh
    hàng tại các NHTM Việt Nam, và câu hỏi nghiệp Nhà nước hiện đóng góp vào 70%
    gắn với giả thuyết đặt ra là H2: Sở hữu nhà nợ xấu của toàn hệ thống, trong đó các tập
    nước tại các NHTM có tác động thuận chiều đoàn kinh tế, tổng công ty chiếm 53% số
    (+) đến rủi ro tại các NHTM Việt Nam. nợ xấu” (Hoàng Xuân Hoà & cs, 2013).
    Kết quả kiểm định giả thuyết này là sở Hiện nay, một số NHTM Việt Nam có
    hữu nhà nước làm giảm ổn định và gia tỷ lệ sở hữu Nhà nước rất cao. Điều này
    tăng rủi ro tại các NHTM Việt Nam. đồng nghĩa với các thành phần sở hữu
    Kết quả này phù hợp với Cornett và ctg khác không thể hoặc tham gia sở hữu với
    (2010), Iannotta và ctg (2013) và cũng phù tỷ lệ rất thấp. Việc duy trì tỷ lệ sở hữu nhà
    hợp với giả thuyết H2. nước quá cao tại các NHTM vô hình là
    Tại Việt Nam, những NHTM có tỷ lệ sở bước cản trở hiệu quả hoạt động của các
    hữu Nhà nước như Agribank, Vietinbank, ngân hàng này. Do đó, trong thời gian tới
    Vietcombank và BIDV thì ngoài hoạt cần phải chú trọng đến việc giảm tỷ lệ sở
    động kinh doanh của một NHTM, các hữu Nhà nước tại các NHTM.
    ngân hàng này còn có vai trò chi phối,
    dẫn dắt thị trường và là lực lượng chủ đạo Biến NHTM bán nợ xấu cho VAMC:
    của hệ thống NHTM Việt Nam. Trong Các NHTM bán nợ xấu cho VAMC có tác
    quá trình cơ cấu lại các tổ chức tín dụng động tích cực đến ổn định và làm giảm rủi
    giai đoạn 2011- 2015, Vietcombank được ro ngân hàng.
    NHNN chỉ định điều hành và tái cấu trúc Mục tiêu nghiên cứu thứ ba là xác định
    NHTMCP Xây dựng; Vietinbank được chỉ tác động của việc các NHTM bán nợ xấu
    định quản trị và điều hành NHTMCP Đại cho VAMC đến rủi ro tại các NHTM Việt
    Dương và NHTMCP Dầu khí toàn cầu; Nam. Theo đó, câu hỏi nghiên cứu cùng giả
    NHNN chỉ định BIDV đảm nhiệm một số thuyết đặt ra là H3: Các ngân hàng bán nợ
    vị trí lãnh đạo chủ chốt để quản trị, điều xấu cho VAMC có tác động ngược chiều
    hành và kiểm soát NHTMCP Đông Á. (-) đến rủi ro tại các NHTM Việt Nam.
    Tuy nhiên, những ngân hàng lớn thường Kết quả nghiên cứu thực nghiệm cho thấy
    tham gia vào nhiều hoạt động có rủi ro các NHTM bán nợ xấu thông qua VAMC

    42 Tạp chí Khoa học & Đào tạo Ngân hàng- Số 215- Tháng 4. 2020

  19. THÂN THỊ THU THUỶ – VÕ THỊ DANH THUYÊN

    có tác động tích cực đến ổn định và làm 2018, và sẽ được tăng lên gấp đôi, lên
    giảm rủi ro ngân hàng. Kết quả này phù 10.000 tỷ đồng trong giai đoạn 2019- 2020
    hợp với kết luận của Agusman và ctg theo Quyết định số 1058/QĐ-TTg ngày
    (2014) và phù hợp với với giả thuyết H3. 19/7/2017 để bổ sung nguồn vốn mua nợ
    Do đó, Chính phủ cần phải có những xấu theo giá trị thị trường.
    chính sách kịp thời và khả thi để VAMC
    phát huy hơn nữa trong việc làm lành Biến tăng trưởng GDP (GDPGr): Tăng
    mạnh tài chính cho các NHTM Việt Nam, trưởng GDP làm giảm ổn định và gia tăng
    như đã kiên quyết thực thi tăng vốn điều lệ rủi ro ngân hàng. Kết quả này trái với kỳ
    của VAMC từ 500 tỷ đồng (NĐ 53/2013/ vọng. Điều này có thể lý giải thông qua
    NĐ-CP) lên 2.000 tỷ đồng (NĐ 34/2015/ việc khi nền kinh tế tăng trưởng cao, nhu
    NĐ-CP), 5.000 tỷ đồng giai đoạn 2017- cầu vốn của nền kinh tế gia tăng, các ngân
    xem tiếp trang 13
    Tài liệu tham khảo
    1. AGUSMAN, A., CULLEN, G. S., GASBARRO, D., MONROE, G. S. & ZUMWALT, J. K. 2014. Government intervention,
    bank ownership and risk-taking during the Indonesian financial crisis. Pacific-Basin Finance Journal, 30, 114–131.
    2. Báo cáo thường niên giai đoạn 2005- 2016 của ABB, ACB, AGR, BID, CTG, EAB, EIB, HDB, KLB, MBB, MSB, NAB,
    NCB, OCB, PGB, SCB, SGB, SHB, STB, TCB, TPB, VAB, VCB, VCP, VIB
    3. Bertay A.C., Demirgüç-Kunt A. & Huizinga H. 2015. Bank ownership and credit over the business cycle: Is lending by
    state banks less procyclical? Journal of Banking & Finance, 50, 326-339.
    4. Calem P. & Rob R. 1999. The impact of capital-based regulation on bank risk-taking. Journal of Financial
    Intermediation, 8, 317-352.
    5. Chính phủ, 2006, Nghị định số 141/2006/NĐ-CP ngày 22/11/2006 phê duyệt Về ban hành Danh mục mức vốn pháp định
    của các tổ chức tín dụng.
    6. Chính phủ, 2011, Nghị định số 10/2011/NĐ-CP ngày 26/01/2011 về việc sửa đổi, bổ sung một số điều của Nghị định số
    141/2006/NĐ-CP ngày 22/11/2006 về ban hành Danh mục mức vốn pháp định của các tổ chức tín dụng.
    7. Chính phủ, 2013, Nghị định số 53/2013/NĐ-CP ngày 18/5/2013 về thành lập, tổ chức và hoạt động của Công ty Quản lý
    tài sản của các tổ chức tín dụng Việt Nam.
    8. Chính phủ, 2015, Nghị định số 34/2015/NĐ-CP ngày 31/3/2015 sửa đổi, bổ sung một số điều của Nghị định số 53/2013/
    NĐ-CP ngày 18/5/2013 của Chính phủ về thành lập, tổ chức và hoạt động của Công ty Quản lý tài sản của các tổ chức tín
    dụng Việt Nam.
    9. Cornett M.M., Guo L., Khaksari S. & Tehranian H. 2010. The impact of state ownership on performance differences in
    privately-owned versus state-owned banks: An international comparison. Journal of Financial Intermediation, 19, 74-94.
    10. DONG, Y., MENG, C., FIRTH, M. & HOU, W. 2014. Ownership structure and risk-taking: Comparative evidence from
    private and state-controlled banks in China. International Review of Financial Analysis, 36, 120-130.
    11. GARCÍA-KUHNERT, Y., MARCHICA, M.-T. & MURA, R. 2015. Shareholder diversification and bank risk-taking.
    Journal of Finanancial Intermediation.
    12. Hoàng Xuân Hoà & cs (2013), Nợ xấu của các tổ chức tín dụng và các giải pháp chiến lược. Tạp chí Cộng sản, năm
    2013
    13. HRYCKIEWICZ, A. 2014. What do we know about the impact of government interventions in the banking sector? An
    assessment of various bailout programs on bank behavior. Journal of Banking & Finance, 46, 246-265.
    14. Iannotta G., Nocera G. & Sironi A. 2013. The impact of government ownership on bank risk. Journal of Financial
    Intermediation, 22, 152–176.
    15. LA PORTA, R., LOPEZ‐DE‐SILANES, F. & SHLEIFER, A. 2002. Government ownership of banks. The Journal of
    Finance, 57, 265-301.
    16. Ngân hàng Thế giới, truy cập: https://data.worldbank.org
    17. Thủ tướng Chính phủ, 2012, Quyết định số 254/QĐ-TTg ngày 01/3/2012 phê duyệt Đề án cơ cấu lại hệ thống các tổ chức
    tín dụng giai đoạn 2011-2015.
    18. Thủ tướng Chính phủ, 2013, Quyết định số 843/QĐ-TTg ngày 31/5/2013 về việc Phê duyệt Đề án Xử lý nợ xấu của hệ
    thống các tổ chức tín dụng và Đề án Thành lập Công ty Quản lý tài sản của các tổ chức tín dụng Việt Nam.
    19. Thủ tướng Chính phủ, 2017, Quyết định số 1058/QĐ-TTg ngày 19/7/2017 phê duyệt Đề án cơ cấu lại hệ thống các tổ
    chức tín dụng gắn với xử lý nợ xấu giai đoạn 2016-2020.
    20. UYEMURA, D. G. & DEVENTER, D. R. V. 1993. Risk management in banking, New York, Irwin.

    Số 215- Tháng 4. 2020- Tạp chí Khoa học & Đào tạo Ngân hàng 43

  20. VÕ XUÂN VINH – MAI XUÂN ĐỨC

    31. Kim, K.A. & Rhee, S.G. (2000), ‘A note on shareholder oversight and the regulatory environment: the Japanese banking
    experience’.
    32. Kiruri, R.M. (2013), ‘The effects of ownership structure on bank profitability in Kenya’, European Journal of
    Management Sciences Economics Letters, 1(2), 116-127.
    33. La Porta, R., Lopez‐de‐Silanes, F. & Shleifer, A. (1999), ‘Corporate ownership around the world’, The journal of
    finance, 54(2), 471-517.
    34. Laeven, L. (2002), ‘Bank risk and deposit insurance’, the world bank economic review, 16(1), 109-137.
    35. Laeven, L. & Levine, R. (2009), ‘Bank governance, regulation and risk taking’, Journal of financial economics, 93(2),
    259-275.
    36. Mandaci, P. & Gumus, G. (2010), ‘Ownership concentration, managerial ownership and firm performance: Evidence
    from Turkey’, South East European Journal of Economics and Business, 5(1), 57-66.
    37. Martinez Peria, M.S. & Schmukler, S.L. (2001), ‘Do depositors punish banks for bad behavior? Market discipline,
    deposit insurance, and banking crises’, The journal of finance, 56(3), 1029-1051.
    38. Meslier, C., Morgan, D.P., Samolyk, K. & Tarazi, A. (2016), ‘The benefits and costs of geographic diversification in
    banking’, Journal of International Money and Finance, 69, 287-317.
    39. Nier, E. & Baumann, U. (2006), ‘Market discipline, disclosure and moral hazard in banking’, Journal of Financial
    Intermediation, 15(3), 332-361.
    40. Pedersen, T. & Thomsen, S. (1999), ‘Economic and systemic explanations of ownership concentration among Europe’s
    largest companies’, International Journal of the Economics of Business, 6(3), 367-381.
    41. Saunders, A., Strock, E. & Travlos, N.G. (1990), ‘Ownership structure, deregulation, and bank risk taking’, the Journal
    of Finance, 45(2), 643-654.
    42. Shehzad, C.T., de Haan, J. & Scholtens, B. (2010), ‘The impact of bank ownership concentration on impaired loans and
    capital adequacy’, Journal of Banking Finance, 34(2), 399-408.
    43. Shleifer, A. & Vishny, R. (1997), ‘A Survey Of Corporate Governance’, Journal Of Finance, 52(2), 737-783.
    44. Shleifer, A. & Vishny, R.W. (1986), ‘Large shareholders and corporate control’, Journal of political economy, 94(3, Part
    1), 461-488.
    45. Võ Xuân Vinh & Mai Xuân Đức (2017), ‘Sở hữu nước ngoài và rủi ro thanh khoản của các ngân hàng thương mại Việt
    Nam’, Tạp chí Khoa học ĐHQGHN: Kinh tế và Kinh doanh, 33(3), 1-11.
    46. Võ Xuân Vinh & Trần Thị Phương Mai (2015), ‘Lợi nhuận và rủi ro từ đa dạng hóa thu nhập của ngân hàng thương mại
    Việt Nam’, Tạp chí Phát triển kinh tế, 26(8), 54-70.
    47. Wen, Y. & Jia, J. (2010), ‘Institutional ownership, managerial ownership and dividend policy in bank holding
    companies’, International Review of Accounting, Banking Finance, 2(1), 8-21.

    tiếp theo trang 55 nền kinh tế, dẫn đến rủi ro tiềm ẩn gia tăng.
    mở rộng bao phủ BHXHTN nói riêng
    và BHXH nói chung. Cần đặc biệt nhấn Biến Lạm phát (LP): Lạm phát có tác
    mạnh vai trò của các yếu tố (như thiết kế động thuận chiều đến rủi ro ngân hàng.
    các chế độ hưởng BHXHTN, mức đóng- Tức là lạm phát tăng, rủi ro các ngân hàng
    mức hưởng, các chế độ hỗ trợ tài chính và cũng gia tăng. Bởi ảnh hưởng của khủng
    phi tài chính, thủ tục và quá trình đăng ký hoảng năm 2008, lạm phát của nền kinh tế
    tham gia, đóng, hưởng BHXH, mở rộng Việt Nam năm 2008 là 23,1%, năm 2011
    BHXHTN với người lao động di cư quốc là 18,68%. Vào những thời điểm này, hệ
    tế) là những vấn đề quan trọng quyết định thống NHTM gặp rất nhiều khó khăn khi
    sự thành công của mục tiêu mở rộng sự thị trường bất động sản đóng băng, hoạt
    bao phủ BHXHTN mà Việt Nam có thể động sản xuất kinh doanh của các doanh
    tiếp thu từ kinh nghiệm quốc tế. ■ nghiệp không thuận lợi, nhiều khó khăn
    dẫn đến khả năng kiệt quệ trong việc trả
    nợ ngân hàng… làm cho rủi ro hệ thống
    tiếp theo trang 43 NHTM Việt Nam cao, và phải đối phó với
    hàng dễ rơi vào tình trạng nới lỏng các điều khó khăn bằng nhiều cách như: cắt giảm
    kiện tín dụng để đáp ứng nhu cầu vốn cho quy mô, giảm nhân sự, siết chặt tín dụng.

    Số 215- Tháng 4. 2020- Tạp chí Khoa học & Đào tạo Ngân hàng 13

Download tài liệu Vốn chủ sở hữu, sở hữu nhà nước, bán nợ xấu và rủi ro tại các ngân hàng thương mại Việt Nam File Word, PDF về máy