80
CÁC NHÂN T TÁC ĐỘNG ĐẾN N XU TI CÁC NGÂN HÀNG
THƯƠNG MẠI VIT NAM
Nguyn Th Thy1, Bùi Th An1, Mai Ngc Hnh1
1. Lp D18TC05. Email: Maingochanh17@gmail.com
TÓM TT
Nghiên cu nhằm xc định nhân t mức độ tc động đến n xu. Hin nay, trong tình
hình dch bệnh Covid_19 honh hnh v chưa có dấu hiu dng lại, cng như chưa biết c th
chnh xc đưc thi gian thế giới cng như Việt Nam có liu thuc hay cách tr liu dt khoát
cho đại dịch ny. Do đó m nền kinh tế trì tr, dẫn đến n xấu, cng v vậy n xấu đang nhận
được nhiu s quan tâm ca các nhà nghiên cu và các nhà qun tr. Mc tiêu nghiên cu này
l đnh gi cc nhân tố tc động đến n xấu v đưa ra cc gi ý, nhng gii pháp nhm hn
chế t l n xu ca các ngân hàng TMCP Vit Nam. Dựa trên cc phương php nghiên cứu
ước lượng OLS, FEM, REM; kết qu phân tích t 31 ngân hng thương mại c phn Vit Nam.
Cho thy rằng Quy ngân hng, Tăng trưng tín dng, Kh năng sinh li, Tốc độ tăng
trưởng, T l tht nghip, T l n xấu năm trưc, T l lạm pht tc động đến n xu ti các
ngân hàng TMCP Vit Nam.
T khóa: N xu, nhân t tc động đến n xấu, ngân hng thương mại c phn.
1. ĐẶT VẤN ĐỀ
Cnh tranh khc lit, nghit ngã chứa đựng đy ri ro đó chính nhng đc nh
ni bật trong lĩnh vực kinh doanh ca các ngân hàng. T xác định ch đứng cho mình là kinh
doanh trên lĩnh vc tin t i nhy cm nht ca nn kinh tế mi ngân hàng như
chiếc thuyền ng bum trong phong ba đều n lc không biết mt mi đ to cho nh
mt ch đng mt tiếng i riêng trong chn cạnh tranh đy khc liệt đó. nợ xu vn
luôn là mt trong nhng vấn đề được các ngân hàng thương mi quan tâm hàng đầu hin nay.
Bi nó kng ch mt trong nhng ch tiêu dùng đ đánh giá sc mnh mà còn th hin
định ng phát trin ca ngân hàng. Mt trong những nguyên nhân tác động đến nh nh
n xu của ngân hàng thương mại Việt Nam đó chính là các yếu t ni ti ca các ngân
hàng như: Nợ xu tồn đọng trong quá khứ, định hưng phát trin v quy cng như là tăng
trưng tín dng ca NHTM là các nhân t mà được xem có tác động đến n xu. Bên cnh
đó kh năng sinh lời của ngân hàng cng đưc các tác gi như là: Farrell (1975), Anna & Hoi
(2008), Olweny & Shipho (2011), kim tra rng c động đến n xấu. Đ mt nn
tng tài chính phát trin vng chc và n định, to tiền đề tt đ triển khai các chương trình
hiện đi a ngân hàng t vic xem xét và phân tích các nhân t ảnh hưởng đến n xu tr
thành nhim v cp thiết quan trng n hết, vì nếu không x lý và kim soát n xu tt
s b trì tr dẫn đến kh ng mất vn làm cn tr ti hoạt đng ca h thng ngân hàng và
hn chế s phát trin kinh tế.
81
Theo chuyên gia kinh tế trưởng BIDV TS. Cần Văn Lc (2022), ly s liu t NHNN cho
thy, t l n xu ni bng là 1,9% vào cuối năm 2021 tăng 0,21% so với năm 2020, 3,9% nếu
tính thêm phần đã bán cho công ty VAMC; t l li nhun gộp ng mnh n mc 7,31% (2021)
tăng 2,11% so với năm 2020 con số y gần tương đương với con s vào năm 2017, cho thấy
rng s bùng phát ca đại dịch Covid_19 đã làm cho các hoạt động kinh doanh, hoạt đng sn
xuất, đời sng của người dân tn hi nng n. Mặc dù đã kéo dài thời gian thu hi nợ, nhưng tỉ
l n vẫn không được mt phn nào ci thin.
T đó, nhóm tác giả quyết định da trên kết qu nn tng ca nhng nghiên cứu trưc
thc hiện đề tài nghiên cu: “Các nhân t tác đng đến n xu ti các ngân ng thương mi
Việt Nam” rt cn thiết làm yếu t nào ảnh hưởng trc tiếp cng nhưng gián tiếp ti n
xu ca ngân hàng, t đó đưa ra hàm ý quản tr, các gii pháp, kiến ngh phù hp giúp cho vic
gii quyết và qun tr cht ch hơn vấn đề n xu ti các ngân hàng TMCP để đạt hiu qu tt
nht, khc phc tình trng n xu do ảnh hưởng bởi đại dch Covid-19.
2. Cơ sở lý thuyết
2.1 Quan nim v n xu
Trên thc tế, chưa có thống nht mt khái nim v n xu, và cng có rất nhiu quan nim
n xu được tn ti ti tng quốc gia, dưi nhng góc nhìn khác nhau. Vi góc nhìn ca nhng
ngân hàng thương mại c phn thì n xu có th đưc hiu nhng khon cho vay không còn
kh ng sinh lời(NPLs: non performing loans) hay có th gi chúng các khon cho vay
không th thu hồi được, không còn hot động. Khi người đi vay dừng vic thanh toán thì t đó
h bắt đầu đ n t đó hình thành những khon vay không còn kh năng sinh li cho ngân hàng.
Được xác đnh da trên kết qu tr n cui cùng của khách hàng đối vi ngân hàng trung
ương Châu Âu (ECB). ECB (2001) cho rằng n xấu được chia ch yếu dưới 2 hai dng: th
nht, n xu là nhng khon cho vay không có kh năng thu hồi có th coi là nhng khon vay
khách hàng c tình, tránh không thanh toán, ngân hàng không liên lạc được vi khách
hàng, hay do khách kinh doanh làm ăn thua lỗ thanh lí tài sản không đủ để tr n. Th 2,n xu
là nhng khon cho vay có th không thanh toán đầy đủ cho ngân hàng, đây là ngưi khon n
không thế chp bng tài sn c định hoc tài sản đó không đủ để tr n. Cho nên đồng nghĩa
vi vic không thu hi khon n đầy đủ.
Trong khi đó, Qu tin t quc tế (IMF) (2005) định nghĩa “nợ xu mt khon vay
không sinh li (n xu) khi tin thanh toán lãi và/hoc tin gốc đã quá hn t 90 ngày tr lên,
hoc các khoản thanh toán lãi đến 90 ngày hoặc hơn đã được tái cu hay gia hn n, hoc
các khoản thanh toán dưới 90 ngày nhưng các nguyên nhân nghi ng vic tr n s được
thc hiện đầy đủ”. Hiện nay quan điểm này vẫn đang được áp dng ph biến trên thế gii.
Ti NHNN Vit Nam, N xu nhng khon n được phân loi vào nhóm 3 (N dưới
tiêu chun nhng khon n quá hn t 90 đến 180 ngày), nhóm 4 (N nghi ng - nhng khon
n quá hn t 181 đến 360 ngày) và nhóm 5 (N kh năng mất vn nhng khon n quá
hn t 361 ngày). Khon 6, điều 3, Quyết định v việc ban hành quy định v phân loi n, trích
lp và s dng d phòng để x lý các ri ro tín dng trong hoạt động ngân hàng của quy định
t chc tín dng s 493/2005/QĐ-NHNN (2005).
82
2.2 Gi thuyết nghiên cu và kết qu kì vng ca các biến đc lp
Xut phát t vic tìm kiếm và nghiên cu các nhân t tác động n xu ti các ngân hàng
TMCP nhm mục đích giúp ngân hàng chủ động trong quá trình thay đổi khc phc, và tìm ra
chính sách phù hp gim t l n xu. T nhng nghiên cu trước đó, nhóm tác giả đã xác định
các nhân t: SIZEi,t, ROEi,t, CREDITi,t, UNTi,t, GDPi,t, INFi,t, NPLi,t-1 nhng nhân t - biến độc
lập tác động đến n xu rõ ràng nht.
SIZEi,t Quy mô ngân hàng:h s tương quan dương đến n xấu. Được đo lường bng
cách ly Logarit tng tài sn của ngân hàng đó. Không ly trc tiếp tng tài sản khi xác đnh
SIZE ca ngân hàng khi ly thì s liu quá ln s ảnh hướng rt nhiều đến kết qu nghiên
cu Hu & cng s (2004).
Gi thiết 1: tn ti cùng chiu gia quy mô ngân hàng và t l n xu.
CREDITi,t Tăng trưởng tín dng: có quan h ngược chiu vi t l n xu. Quan h ngưc
chiu y rt thích hp vi chiều hướng phc hi li nn kinh tế sau khng hong. Biến tăng
trưởng tín dng th hin quy mô ngun vn s đưc cung cp ra th trưng. Làm gim t l n
xu ca các ngân hàng TMCP năm hiện ti góp phần tăng trưởng tín dng cao. Tuy nhiên, tc
độ TTTD cao trong nhng năm trưc s ảnh hưởng đến n xu năm hiện tại tăng lên. TTTD
th hiện khuynh hướng tăng lên theo nhu cầu ca nhng khoản cho vay đối vic d án mi t
hoạt động kinh doanh ca doanh nghip trong nn kinh tế (Le, 2016); Jimenez & Saurina, 2006).
Gi thiết 2: tn ti ảnh hưởng ngược chiu giữa tăng trưởng tín dng và t l n xu
ROEi,t Kh năng sinh li: vic mt ngân hàng trích lp d phòng ri ro ít chng minh rng
ngân hàng hoạt động kinh doanh có hiu quả. Ngoài ra, cng thấy đưc vic xét duyt, thm cp
tín dng an toàn, cht ch s kh năng sinh li cao. Kh ng sinh lời cao ca mt ngân hàng
đưc th hin bi ch tiêu ROE. Khi t l n xu ti ngân hàng thp có nghĩa khả năng sinh lời
cao, t đó kết qu hoạt động kinh doanh ca ngân hàng hiu qu tt (Louzis & cng s, 2010).
Gi thiết 3: N xu và kh năng sinh lời có tn ti ảnh hưởng ngược chiu nhau.
GDPi,t Tốc độ tăng trưởng: Khi giá tr tài sn ròng hay còn gi là tài sn thuần (đối vi
doanh nghip) ca khách hàng vay được tăng lên, thì nợ xu s khuynh hướng giảm, cng
cho thy người đi vay có khả năng trả n khi nn kinh tế phát trin. Do vy, ngân hàng s gp
ít ri ro khi khách hàng cho giá tr tài sản ròng cao; Ngược li, khi nên khi tốc độ tăng trưởng
gim sút, khách hàng gp nhiều khó khăn trong việc kinh doanh dẫn đến t l n xu có khuynh
hướng tăng. Vì thế, tốc độ ng trưởng gim s tác động cc kì lớn đến s xung dc v giá tr
TSĐB, nên các ngân hàng thương mại cn cn trọng hơn trong việc cho cp n dụng đối vi
khách hàng (Kiyotaki & Moore, 1997).
Gi thiết 4: tốc độ tăng trưởng ảnh hưởng ngược chiu vi n xu ca ngân hàng
UNTi,t T l tht nghip: t mt s nghiên cứu trước đây (Filip, 2015; Klein, 2013) cho
thy t l tht nghip có ảnh hưởng ngược chiu vi t l n xu ca ngân hàng. Theo quy lut
Okun da trên t l tht nghip t nhiên để xác định t l tht nghip thc tế, GDP thc tế cng
như GDP tiềm năng. Khi thất nghip cao, các hoạt động sn xut b đọng, nhiều người trên
thc tế không việc làm. Ngược li, khi t l tht nghip thấp, người lao động đi làm, tổng
sản lượng được gia tăng trong sn xut. T đó cho thy, t l tht nghip là mt trong nhng
yếu t rt quan trng trong kinh tế vĩ mô. Bên cạnh đó, nếu được đo lường chính xác t l tht
nghip ca chúng ta, thì ngân hàng s biết được thông s v sc khe ca nn kinh tế hin ti.
83
Gi thiết 5: t l tht nghip n xu mi quan h ca ngân hàng mi quan h
ngược chiu
NPLi,t-1 T l n xấu năm trước: N xu trong quá kh có mối tương quan cùng chiu
vi t l n xấu năm hiện tại. Được đo bằng n xu trên tổng dư nợ cho vay, n xu trong quá
kh mi quan h cùng chiều đến n xu (Klein, 2013; Do & Nguyen, 2013). N xấu trước
đó với độ tr quá một năm cho thấy vic thu hi n không hiu qu, không tuân th các quy
định của cơ quan quản lý nhà nước, th hin kh năng quản lý rủi ro kém, khách hàng đưc cp
tín dng quá thoi mái (V. T. H. Nguyen, 2015).
Gi thiết 6: N xấu năm trước và n xu hin ti tn ti mi quan h cùng chiu gia.
INFi,t T l lm phát: khi thu nhập không tăng kp vi tốc độ tăng giá trên mọi mt hàng
ca nn kinh tế, đến việc người vay đi s gp rt nhiu vt v trong vic tr n cho ngân hàng
thương mại do vic sn xut kinh doanh kém hiu qu, gây ra tình trng n xu cho ngân hàng
mt nguyên dân khi lạm phát tăng cao. Ngoài ra, có mt s nguyên nhân dẫn đến n xấu tăng
cao khác như: chính phủ thc hin chính sách tin t tht cht, chính sách tài khoá và gim tng
cu cung ng cho nn kinh tế, cho nên người đi vay không thể tr n đúng hạn như hợp đồng
trong khi nn kinh tế gi vn trng thái bình thường (Filip, 2015).
Gi thiết 7: có mi quan h cùng chiu gia lm phát vi n xu của các ngân ng thương mi.
3. PHƯƠNG PHÁP NGHIÊN CỨU
Nhóm tác gi tng hp
Tho lun kt qu nghin cu
So snh gia cc m hnh Pooled OLS
Thng k m t d liu nghin cu
Phn tch s tng quan ca cc bin
Kim đnh cc gi thit hi quy ca m hnh
nghin cu
C 2
C 5
C 4
C 3
REM/ FEM/ OLS
84
4. KT QU NGHIÊN CU CA MÔ HÌNH
Thng kê mô t các biến: Phân tích thng kê mô t các biến thc hin nhm tóm tắt đặc
điểm ca d liu. Bng 4.1 mô t s quan sát, giá tr trung bình, độ lch chun, giá tr ln nht
và giá tr nh nht dùng trong mô hình nghiên cu sau:
Bng 4.1: Thng kê mô t các biến
NPL
NPLt-1
ROE
CREDIT
S quan sát
341
341
341
341
Giá tr trung bình
.0162462
.0138964
.0928896
.1775202
Độ lch chun
.0381994
.0128235
.0947791
.2651097
Giá tr nh nht
0
0
-.5632631
-1
Giá tr ln nht
.6794673
.1015213
.922696
1.43979
SIZE
GDP
INF
UNT
S quan sát
341
341
341
341
Giá tr trung bình
17.67427
.0898232
5.820212
.534545
Độ lch chun
3.829646
.0392722
4.815918
.4560484
Giá tr nh nht
15,92273
.0352761
.6312109
1
Giá tr ln nht
21.13989
.1691213
18.66773
2.39
Ngun: Thng kê ca nhóm tác gi t phn mm Stata 15
Da vào bng kết qu ta có th thng kê mô t các biến trong bài nghiên cu. Trong giai
đoạn 2010-2020, Nhìn chung t l n xu của các ngân hàng thương mại c phn hoạt động ti
Vit Nam giá tr trung bình 1,62% (nh hơn mức 3% theo quy định ca Ngân hàng Nhà
nước), giá tr ln nht giá tr nh nht ca NLP lần lượt 6,8% (Sacombank, 2016) 0.
Điu này thy rõ, trong thi gian này những ngân hàng thương mại c phần đãnhiều s thay
đổi trong chính sách cho vay cng như theo di, kim soát, thẩm định các khoản vay đã giải
ngân cho khách hàng nhằm đảm bo t l n dưới mc 3%.
ROE có giá tr trung bình là 9,29% với độ lch chuẩn là 9,47%. Điều y cho thy không
s khác bit trong TSSL trên vn ch s hu gia nhng ngân hàng TMCP trong mu nghiên
cu. Vi mc biến động gia giá tr nh nht ln nht ca ROE lần lượt -56,32% (TPB,
2011) và 92,26% (Nam Á Bank, 2010) th hin s cnh tranh khc lit trong nn kinh tế toàn
cu hóa khi các ngân hàng luôn c gng tìm mọi cách để to ra li nhun nhiu nht trên mi
đồng vn t nhà đầu tư của mình.
CREDIT Tăng trưởng tín dụng tác động dương tới n xu, giá tr trung bình là
17,75 %, giá tr nh nht gim - 1% (VIB, 2012) giá tr ln nht 143,9% (Eximbank, 2010)
có tín dng cao nht và s còn tăng vào các năm sau có thể lên đến hơn 200%.
SIZE biến th hin quy ca ngân hàng giá tr trung bình 19,16313 t VND,
với độ lch chun 3,829646, giá tr nh nht 15,92273 (Vietcapital bank, 2010) giá tr ln
nht 21.13979 (BIDV, 2020) cho thy s không tương đồng cao v quy mô gia nhng ngân
hàng, đó cng lý do ngày nay các ngân hàng càng m rng quy hoạt động, thay đổi
din mo, hình nh mi nhm y s chú ý đến khách hàng t đó th tăng hiệu qu hot
động và kh năng cạnh tranh.
GDP tốc độ tăng trưởng kinh tế giá tr TB 8,98232t USD độ lch chun
0,2651097. GDP năm nh nht có giá tr 3,52% (VCB, 2020) cao nht là 16,91% (SHB,