Quyền dòng tiền và nợ xấu ngân hàng thương mại Việt Nam

Chia sẻ: Tưởng Bách Xuyên | Ngày: | Loại File: PDF | Số trang:15

Thêm vào BST

Báo xấu

7
lượt xem 1
download

Download Vui lòng tải xuống để xem tài liệu đầy đủ

Mục tiêu nghiên cứu "Quyền dòng tiền và nợ xấu ngân hàng thương mại Việt Nam" hướng đến kiểm định tác động của quyền dòng tiền đến nợ xấu. Sử dụng phương pháp ước lượng DGMM với dữ liệu các ngân hàng thương mại cổ phần (TMCP) Việt Nam trong giai đoạn 2007-2014, nghiên cứu đưa ra bằng chứng thực nghiệm nợ xấu của ngân hàng càng cao khi quyền dòng tiền của cổ đông kiểm soát càng nhỏ. Mời các bạn cùng tham khảo!

Chủ đề:

Bình luận(0) Đăng nhập để gửi bình luận!

Lưu

Nội dung Text: Quyền dòng tiền và nợ xấu ngân hàng thương mại Việt Nam

QUYỀN DÒNG TIỀN VÀ NỢ XẤU NGÂN HÀNG THƯƠNG MẠI VIỆT NAM TS. Lê Đạt Chí Đại Học Kinh Tế TP. Hồ Chí Minh ThS. Phan Thị Thanh Thủy Ngân hàng OCB Tóm tắt Mục tiêu nghiên cứu hướng đến kiểm định tác động của quyền dòng tiền đến nợ xấu. Sử dụng phương pháp ước lượng DGMM với dữ liệu các ngân hàng thương mại cổ phần (TMCP) Việt Nam trong giai đoạn 2007-2014, nghiên cứu đưa ra bằng chứng thực nghiệm nợ xấu của ngân hàng càng cao khi quyền dòng tiền của cổ đông kiểm soát càng nhỏ. Kết quả này ủng hộ quan điểm truyền thống của Berle và Means (1933), sở hữu phân tán dẫn đến hiệu quả hoạt động của ngân hàng kém. Nghiên cứu này có ý nghĩa quan trọng đối với các chính sách giám sát hoạt động ngân hàng và lựa chọn cấu trúc sở hữu của ngân hàng thương mại để đảm bảo hệ thống ngân hàng vận hành an toàn với mức độ rủi ro trong tầm kiểm soát. Từ khóa: nợ xấu, cấu trúc sở hữu, quyền kiểm soát, quyền dòng tiền Abstract The aim of this research is to investigate the impact of cash flow rights on non-performing loans (NPLs). Using the DGMM estimation with a panel data of Vietnamese joint-stock commercial banks over the 2007-2014 period, the study provides empirical evidence that low levels of cash flow rights of the ultimate owner are associated with high levels of non-performing loans. This finding supports the traditional view of Berle and Means (1933) that dispersed ownership reduces banks’ performance. The result offers significant implication in making oversight polices of banking activities and choosing ownership structure of commercial banks to ensure a safely operated banking system under which the level of credit risks is to be controlled. Key words: Non-performing loans (NPLs), ownership structure, control rights, cash flow rights 357
1. Giới thiệu Năm 2015 là năm cuối cùng của đề án tái cơ cấu các TCTD giai đoạn 2011- 2015. Một trong những nhiệm vụ hàng đầu được đặt ra là xử lý khối nợ xấu khổng lồ giúp lưu thông dòng chảy tín dụng, mở đường cho sự hồi phục và phát triển của kinh tế Việt Nam. Hơn lúc nào hết, nghiên cứu về nợ xấu tại thời điểm này có ý nghĩa thực tiễn và mang tính thời sự. Đề tài này tập trung nghiên cứu tác động của một số nhân tố bên ngoài và bên trong ngân hàng đối với nợ xấu, trong đó nhân tố trọng tâm là cấu trúc sở hữu, được đại diện bằng quyền dòng tiền của nhóm cổ đông kiểm soát ngân hàng. Quyền dòng tiền được sử dụng trong nghiên cứu này vì có ưu thế hơn so với quyền kiểm soát là bổ sung thông tin quyền lực và lợi ích tài chính của cổ đông kiểm soát. Kết quả nghiên cứu gợi mở các chính sách liên quan đến hoạt động giám sát ngân hàng và lựa chọn cấu trúc sở hữu để đảm bảo hệ thống ngân hàng vận hành an toàn. Nghiên cứu này bổ sung vào số ít các nghiên cứu định lượng về đề tài các nhân tố tác động đến nợ xấu của hệ thống ngân hàng thương mại Việt Nam. Sử dụng phương pháp ước lượng DGMM, nghiên cứu khắc phục được các nhược điểm của dữ liệu để đưa ra bằng chứng thực nghiệm có độ tin cậy cao. Nghiên cứu cũng mở rộng định nghĩa về người liên quan và cách tính nợ xấu để thấy được bức tranh toàn cảnh về sở hữu và chất lượng tín dụng của các ngân hàng TMCP Việt Nam. 2. Cơ sở lý thuyết và phương pháp nghiên cứu 2.1. Cơ sở lý thuyết và khung phân tích Cấu trúc sở hữu của doanh nghiệp xét trên khía cạnh mức độ tập trung quyền sở hữu được đại diện bằng quyền sở hữu, quyền kiểm soát hay quyền dòng tiền, mặc dù có sự khác biệt về định nghĩa, cách tính nhưng có mối liên quan với nhau. Quyền sở hữu liên quan đến nắm giữ cổ phần. Quyền kiểm soát là quyền biểu quyết các vấn đề có ảnh hưởng đến doanh nghiệp. Quyền dòng tiền là quyền được hưởng cổ tức và các lợi ích tài chính khác. Cổ đông kiểm soát (chủ sở hữu sau cùng) là cổ đông có tổng quyền kiểm soát trực tiếp và gián tiếp lớn nhất. Nghiên cứu này sử dụng quyền dòng tiền của cổ đông kiểm soát để đại diện cho mức độ tập trung sở hữu vì quyền dòng tiền bổ sung thông tin quyền lực của cổ đông kiểm soát và lợi ích tài chính mà cổ đông kiểm soát nhận được dựa trên quyền dòng tiền (Leaven và Levine, 2009). Hơn nữa, cổ đông kiểm soát có thể có quyền dòng tiền không tương ứng với quyền kiểm soát thông qua cấu trúc sở hữu dạng tháp hoặc sở hữu chéo (La Porta và cộng sự, 2000). Tác động của cấu trúc sở hữu đến hiệu quả hoạt động của doanh nghiệp được đặt nền tảng từ nghiên cứu của Berle và Means (1933). Sở hữu phân tán cổ phần của doanh nghiệp dẫn đến kết quả kinh doanh kém bởi vì động cơ giám sát của chủ sở hữu 358
đối với ban quản trị công ty yếu. Sự tách biệt về quyền sở hữu và quyền kiểm soát doanh nghiệp kết hợp với sự phân tán quyền sở hữu dẫn đến chủ thể quản lý, giám sát thường xuyên hoạt động của doanh nghiệp không phải là cổ đông mà là ban điều hành. Ban điều hành có thể thực hiện các quyết định tạo ra lợi ích cho mình nhưng không có hiệu quả đối với cổ đông. Tương tự, doanh nghiệp có cấu trúc sở hữu phân tán có rủi ro cao bởi vì chủ sở hữu có danh mục đầu tư được đa dạng hóa (chủ sở hữu không tập trung phần lớn tài sản vào doanh nghiệp) có khẩu vị rủi ro cao (Jensen và Meckling, 1976; Galai và Masulis, 1976; Esty, 1998). Dựa trên những giả định của thị trường hiệu quả, Fama (1980) cho rằng sở hữu phân tán không ảnh hưởng đến kết quả kinh doanh. Nghiên cứu của Ủy ban Kinh tế của Quốc hội và UNDP tại Việt Nam (2013) lập luận rằng sở hữu chồng chéo gây ra nợ xấu của ngân hàng vì cấu trúc sở hữu chồng chéo tạo ra khe hở để các ngân hàng không tuân thủ nghiêm ngặt các giới hạn cấp tín dụng hoặc nới lỏng các các điều kiện cấp tín dụng cho những khách hàng mà cổ đông của ngân hàng có quan hệ sở hữu. Các nghiên cứu thực nghiệm cho thấy tác động của mức độ tập trung sở hữu đối với nợ xấu của ngân hàng không đồng nhất, mối tương quan có thể là đồng biến, nghịch biến hoặc không có ý nghĩa thống kê. Thứ nhất, mức độ tập trung sở hữu có tương quan âm với nợ xấu. Innotta và cộng sự (2007) sử dụng mẫu nghiên cứu bao gồm 181 ngân hàng lớn của các quốc gia châu Âu trong giai đoạn 1999-2004, mức độ tập trung sở hữu càng cao có tương quan với chất lượng nợ càng tốt. Srairi và cộng sự (2013) cũng cho thấy mối tương quan nghịch giữa tỷ lệ cổ phần của cổ đông lớn nhất và rủi ro đo lường bằng tỷ lệ nợ xấu trên tổng dư nợ, dữ liệu bao gồm 175 ngân hàng của các quốc gia Trung Đông và Bắc Phi. Thứ hai, Louzis và cộng sự (2011) phát hiện mối tương quan cùng chiều giữa mức độ tập trung sở hữu và nợ xấu khi mức độ tập trung sở hữu được đại diện bằng các biến giả trên 25% hoặc trên 50% khi phân tích mẫu dữ liệu của các ngân hàng Hy Lạp. Cuối cùng, tác động của tỷ lệ sở hữu ở những mức khác nhau đến nợ xấu là khác nhau. Sử dụng mẫu nghiên cứu là các ngân hàng Đài Loan trong giai đoạn 1996-1999, Hu và cộng sự (2004) chỉ ra nợ xấu giảm khi tỷ lệ sở hữu cổ phần của chính phủ tăng (lên đến ngưỡng 63,51%) sau đó giảm xuống. Khi nghiên cứu với mẫu dữ liệu gồm 500 ngân hàng của 50 quốc gia, Shehzad và cộng sự (2010) tìm thấy mức độ tập trung sở hữu có tác động cùng chiều với nợ xấu khi cổ đông kiểm soát nắm giữ tỷ lệ trên 10% cổ phần, tác động trái chiều khi tỷ lệ nắm giữ trên 50% và không có ý nghĩa thống kê ở mức trên 20%. 359
Từ cơ sở lý thuyết và bằng chứng thực nghiệm, nhóm nghiên cứu xác định khe hở nghiên cứu: - Trong các nghiên cứu sử dụng biến phụ thuộc là nợ xấu, mức độ tập trung sở hữu được đo lường bằng tỷ lệ sở hữu hoặc quyền kiểm soát của cổ đông lớn nhất, chưa có nghiên cứu kiểm định mối quan hệ giữa quyền dòng tiền và nợ xấu. - Chưa có nghiên cứu định lượng sử dụng kỹ thuật ước lượng bảng về quyền dòng tiền và nợ xấu của các NHTM Việt Nam. Nghiên cứu này kiểm định tác động của cấu trúc sở hữu, đại diện là quyền dòng tiền đến nợ xấu của các NHTM Việt Nam có sự kiểm soát của các nhân tố vĩ mô và vi mô dựa trên quan điểm truyền thống của Berle và Means (1933): sở hữu phân tán dẫn đến hiệu quả kém. Nhóm nghiên cứu lựa chọn quan điểm này vì nhiều lý thuyết sau đó đưa ra quan điểm tương tự. Mặt khác, quan điểm của Fama (1980) dựa trên các giả định về thị trường hiệu quả mà mẫu dự liệu thực tế không đáp ứng được đầy đủ các điều kiện. Thêm vào đó, nghiên cứu thực nghiệm về hệ thống ngân hàng Việt Nam cho thấy sở hữu chồng chéo, dẫn đến cổ đông kiểm soát ngân hàng có quyền dòng tiền không tương ứng với quyền kiểm soát có thể là nguyên nhân của nợ xấu cao. Vì vậy nghiên cứu kiểm định giả thuyết: H1: Quyền dòng tiền của cổ đông kiểm soát nghịch biến với nợ xấu của ngân hàng 2.2. Phương pháp nghiên cứu 2.2.1. Mô hình hồi quy NPLit = β0 + β1NPLi,t-1 + β2CFit + β3GDPt-j + β4RLRt-j + β5SIZEit + νi + εit (*) với j ≥ 0 NPLit: tỷ lệ nợ xấu của ngân hàng i cuối năm t Nợ xấu được định nghĩa là những khoản nợ quá hạn từ chín mươi ngày trở lên hoặc không còn dự thu lãi (Alton và Hazen, 2001). Tỷ lệ nợ xấu được tính bằng nợ xấu chia cho tổng dư nợ (World Bank; Shehzad, 2010; Louzis, 2011). Tại Việt Nam, theo quy định về phân loại nợ trong Quyết định số 493/2005/QĐ- NHNN và quy định về phân loại tài sản có trong Thông tư số 02/2013/TT-NHNN, nợ được phân loại từ nhóm 1 đến nhóm 5. Nợ xấu là nợ thuộc các nhóm 3, 4 và 5. Tỷ lệ nợ xấu là tỷ lệ giữa nợ xấu so với tổng nợ từ nhóm 1 đến nhóm 5. Cách phân loại nợ của Việt Nam khác với định nghĩa trên vì ngoài dựa vào yếu tố định lượng là số ngày quá hạn còn căn cứ vào yếu tố định tính. Từ năm 2013, công ty TNHH một thành viên (MTV) Quản lý tài sản của các tổ chức tín dụng (TCTD) Việt Nam (VAMC) được thành lập để mua nợ xấu của các TCTD “theo giá trị ghi sổ bằng trái phiếu đặc biệt do 360
công ty quản lý tài sản phát hành” hoặc “theo giá trị thị trường bằng nguồn vốn không phải trái phiếu đặc biệt” (Nghị Định số 53/2013/NĐ-CP). Đến cuối năm 2014, VAMC chỉ mới phát hành trái phiếu đặc biệt để mua nợ xấu của các TCTD, chưa tiến hành mua nợ theo giá thị trường. Các khoản nợ trước khi bán cho VAMC được các NHTM phân loại là nợ xấu nhưng trái phiếu đặc biệt thì không được phân loại nợ. Để tính đầy đủ hơn nợ xấu của các NHTM Việt Nam, trong nghiên cứu này, với mẫu dữ liệu từ năm 2007-2014, nợ xấu sẽ được tính bằng tổng của nợ được phân loại vào các nhóm 3, 4, 5 và mệnh giá trái phiếu đặc biệt do VAMC phát hành. Tổng dư nợ bằng tổng của nợ từ nhóm 1 đến nhóm 5 và mệnh giá trái phiếu đặc biệt do VAMC phát hành. Tỷ lệ nợ xấu trên tổng dư nợ được tính bằng nợ xấu chia cho tổng của dư nợ. CFit: quyền dòng tiền của nhóm cổ đông kiểm soát ngân hàng i năm t Quyền dòng tiền được kỳ vọng có tương quan trái chiều với nợ xấu dựa vào quan điểm truyền thống của Berle và Means (1933), sở hữu phân tán dẫn đến hiệu quả kinh doanh kém. Quyền dòng tiền của cổ đông kiểm soát được xác định như sau: - Xác định ngân hàng có cổ đông lớn hay sở hữu đại chúng - Nếu ngân hàng có cổ đông lớn, xác định cổ đông nắm quyền kiểm soát là cổ đông có tổng quyền kiểm soát trực tiếp và gián tiếp lớn nhất - Đo lường quyền dòng tiền của cổ đông kiểm soát bằng phương pháp tích số của các quyền dòng tiền của các chủ thể trong chuỗi kiểm soát. Ngân hàng được xem là có cổ đông lớn nắm quyền kiểm soát nếu có cổ đông sở hữu trực tiếp và gián tiếp trên một tỷ lệ quy định, ví dụ như 5% (Azofra và Santamaría, 2011), hoặc 10% (Caprio và cộng sự, 2007), hoặc 20% (Leaven và Levine, 2009). Nếu không có cổ đông sở hữu tỷ lệ trên mốc này, ngân hàng được xem là sở hữu đại chúng. Sở hữu trực tiếp bao gồm các cổ phần được đăng ký tên của cổ đông, sở hữu gián tiếp bao gồm các cổ phần được nắm giữ bởi các tổ chức mà cổ đông sau cùng kiểm soát (Leaven và Levine, 2009). Sở hữu gián tiếp thường được truy ngược thông qua một chuỗi công ty để xác định cổ đông sau cùng trong chuỗi kiểm soát. Căn cứ vào các nghiên cứu trước và quy định trong Luật Các tổ chức tín dụng 2010, ngân hàng có cổ đông lớn kiểm soát khi có cổ đông nắm giữ quyền kiểm soát trực tiếp và gián tiếp từ 5% trở lên. Do sự hạn chế về dữ liệu, để xác định quyền dòng tiền của cổ đông lớn nhất, nghiên cứu bổ sung các nguyên tắc sau: - Trong chuỗi kiểm soát từ cổ đông sau cùng đến ngân hàng, nếu có một mắt xích trong chuỗi không xác định được tỷ lệ sở hữu thì quyền kiểm soát giả định là 50%. Tỷ lệ 50% được lựa chọn dựa vào quy định tại Khoản 25 Điều 4 của Luật Các tổ 361
chức tín dụng 2010, khoản đầu tư dưới hình thức góp vốn, mua cổ phần nhằm nắm quyền kiểm soát doanh nghiệp bao gồm các khoản đầu đầu tư chiếm trên 50% vốn điều lệ hoặc vốn cổ phần có quyền biểu quyết của một doanh nghiệp hoặc khoản đầu tư khác đủ để chi phối quyết định của đại hội đồng cổ đông hoặc hội đồng thành viên. - Luật Các tổ chức tín dụng 2010 và Thông tư 13/2010/TT-NHNN quy định người có thân thuộc với nhau bao gồm vợ, chồng, cha, cha nuôi, mẹ, mẹ nuôi, con, con nuôi, anh, chị, em ruột của mình và vợ, chồng của những người này. Định nghĩa người liên quan trên chưa bao gồm các cá nhân có quan hệ huyết thống hoặc quan hệ hôn nhân với nhóm người thân thuộc trên ví dụ như cha vợ, mẹ vợ, anh vợ, cháu... Mặt khác, quy định người liên quan cũng chưa đề cập đến những người không có quan hệ thân thuộc nhưng có quan hệ về lợi ích kinh tế, ví dụ như hai cổ đông của ngân hàng cùng góp vốn vào một tổ chức kinh tế khác... Để tính quyền kiểm soát của cổ đông sau cùng đầy đủ hơn, định nghĩa người liên quan trong nghiên cứu này được hiểu theo nghĩa rộng. Người liên quan của một cá nhân bao gồm: - vợ, chồng, cha, cha nuôi, mẹ, mẹ nuôi, con, con nuôi, anh, chị, em ruột của cá nhân này; - những người có quan hệ huyết thống hoặc quan hệ hôn nhân với những người thuộc nhóm (1); - những người không thuộc nhóm (1) và nhóm (2) nhưng có quan hệ về lợi ích kinh tế với cá nhân này. - Trong trường hợp không có thông tin về tỷ lệ sở hữu hoặc thông tin về người có liên quan, nhóm nghiên cứu sử dụng dữ liệu của năm liền kề trước đó với giả định sở hữu ngân hàng tương đối ổn định. Mặt khác, thực tế cho thấy, khi có thay đổi lớn trong cấu trúc sở hữu của các ngân hàng TMCP, thông tin được công bố trên báo cáo quản trị ngân hàng, báo cáo thường niên hoặc các phương tiện thông tin đại chúng. Để minh họa cho việc xác định quyền dòng tiền theo phương pháp tích số với các bước và các nguyên tắc đã trình bày, xét cấu trúc sở hữu của Ngân hàng TMCP Đông Á (gọi tắt là Ngân hàng Đông Á) thời điểm 31/12/2012. Cổ đông kiểm soát của Ngân hàng TMCP Đông Á có các mối quan hệ mà nếu chỉ xác định người liên quan theo quy định hiện hành thì tính quyền kiểm soát và quyền dòng tiền chưa đầy đủ. Mặt khác, cấu trúc sở hữu tháp của Ngân hàng Đông Á trong đó cổ đông kiểm soát sau cùng ngoài sở hữu cổ phần trực tiếp còn sở hữu cổ phần gián tiếp thể hiện sự khác biệt giữa quyền kiểm soát và quyền dòng tiền. Bước 1: Xác định ngân hàng có cổ đông lớn hay sở hữu đại chúng Chưa xét đến tỷ lệ sở hữu của những người liên quan, theo Bản cáo bạch năm 2013, Ngân hàng Đông Á có 3 cổ đông nắm giữ trên 5% cổ phần, vì vậy ngân hàng 362
Đông Á có cổ đông lớn. Trong đó, Công ty Cổ phần (CTCP) Vàng bạc Đá quý Phú Nhuận (PNJ) là cổ đông lớn nhất, nắm giữ 34,4 triệu cổ phần, tương ứng với tỷ lệ sở hữu hay quyền kiểm soát 7,7%. Bước 2: Xác định cổ đông kiểm soát là cổ đông có tổng quyền kiểm soát trực tiếp và gián tiếp lớn nhất Báo cáo tình hình quản trị công ty năm 2012 của PNJ cho thấy bà Cao Thị Ngọc Dung, Chủ tịch Hội đồng quản trị kiêm Tổng Giám đốc của PNJ, cùng những người liên quan nắm giữ 18,72% cổ phần của PNJ, là nhóm cổ đông lớn nắm quyền kiểm soát PNJ. PNJ nắm giữ 7,7% cổ phần của Ngân hàng Đông Á. Chuỗi kiểm soát từ cổ đông Cao Thị Ngọc Dung đến PNJ, từ PNJ đến Ngân hàng Đông Á là một trường hợp của sở hữu dạng tháp. Ngoài sở hữu gián tiếp cổ phần của ngân hàng Đông Á thông qua PNJ, bà Cao Thị Ngọc Dung cùng chồng là Ông Trần Phương Bình (Phó Chủ tịch Hội đồng quản trị kiêm Tổng Giám đốc của Ngân hàng Đông Á) và những người liên quan sở hữu trực tiếp 9,64% cổ phần Ngân hàng Đông Á. Mặt khác, em gái bà Cao Thị Ngọc Dung, bà Cao Thị Ngọc Hồng, là người đại diện pháp nhân của CTCP Vốn An Bình. Theo định nghĩa người liên quan ở trên, bà Cao Thị Ngọc Hồng và CTCP Vốn An Bình cũng thuộc nhóm cổ đông của bà Cao Thị Ngọc Dung khi tính quyền kiểm soát và quyền dòng tiền. Do không có dữ liệu về tỷ lệ sở hữu cổ phần của bà Cao Thị Ngọc Hồng đối với CTCP Vốn An Bình, tỷ lệ sở hữu giả định là 50%. Cấu trúc sở hữu của Ngân hàng Đông Á được biểu diễn theo sơ đồ bên dưới: Hình 1. Sơ đồ biểu diễn cấu trúc sở hữu của Ngân hàng Đông Á CAO THỊ NGỌC DUNG VĂN PHÒNG CAO THỊ CỔ ĐÔNG TRẦN PHƯƠNG BÌNH THÀNH ỦY NGỌC HỒNG KHÁC và người liên quan TP.HCM 50% 18,72% Cty TNHH MTV CTCP VỐN 6,87% CTy TNHH MTV 62,24% CÔNG TY PNJ XD & KH Nhà AN BÌNH DL TM Kỳ Hòa Phú Nhuận 0,04% 9,64% Công đoàn Thành viên CTCP PNJ và HĐQT, BKS, người liên quan BĐH của PNJ 5,42% 7,70% 2,14% 3,78% 0,85% 1,32% NGÂN HÀNG TMCP ĐÔNG Á Nguồn: Tính toán của tác giả dựa trên Bản cáo bạch (2013) của Ngân hàng Đông Á; Báo cáo tình hình quản trị công ty (2012) của Ngân hàng Đông Á và PNJ 363
Quyền kiểm soát của nhóm cổ đông Cao Thị Ngọc Dung = 9,64% + 7,70% + 0,85% + 1,32% + 0,04% + 5,42% = 24,97% Quyền kiểm soát của Văn phòng Thành ủy TP.HCM và hai công ty trực thuộc = 6,87% + 2,14% + 3,78% = 12,79% Như vậy, cổ đông nắm quyền kiểm soát Ngân hàng Đông Á là nhóm cổ đông Cao Thị Ngọc Dung, với quyền kiểm soát lớn nhất là 24,97%. Bước 3: Đo lường quyền dòng tiền của cổ đông lớn nhất bằng phương pháp tích số của các quyền dòng tiền của các chủ thể trong chuỗi kiểm soát Quyền dòng tiền của nhóm cổ đông Cao Thị Ngọc Dung = 9,64% + 18,72%*(7,70% + 0,85% + 1,32%) + 0,04% + 50%*5,42% = 14,24% NPLi,t-1: tỷ lệ nợ xấu của ngân hàng i cuối năm t-1 Nghiên cứu về các nhân tố tác động đến nợ xấu cho thấy nợ xấu của kỳ trước có ảnh hưởng đến nợ xấu của kỳ tiếp theo. Kết quả nghiên cứu của Louzis (2011), nợ xấu kỳ trước có tương quan trái chiều với nợ xấu kỳ này của tín dụng tiêu dùng và tín dụng doanh nghiệp. Điều này ngụ ý rằng nợ xấu giảm khi đã tăng trong kỳ trước đó do các ngân hàng sử dụng dự phòng để xử lý rủi ro. GDPt-j: Tỷ lệ tăng trưởng GDP năm t-j Tỷ lệ tăng trưởng GDP kiểm soát chu kỳ kinh tế. Trong giai đoạn mở rộng người đi vay có khả năng thực hiện nghĩa vụ nợ nhưng trong giai đoạn suy thoái thì khả năng trả nợ suy giảm. Tương quan kỳ vọng giữa tăng trưởng GDP và nợ xấu là âm. GDP thường xuất hiện trong các mô hình nghiên cứu như là một biến vĩ mô có tác động đến nợ xấu như trong nghiên cứu của Salas và Saurina (2002), Louzis và cộg sự (2011), Beck và cộng sự (2013), Castro và cộng sự (2013), Chaibi và Ftiti (2015)... RLRt-j: Lãi suất cho vay thực năm t-j Lãi suất cho vay thực tác động trực tiếp đến khả năng trả nợ của người đi vay. Lãi suất tăng dẫn đến tiền lãi khách hàng vay phải thanh toán cho ngân hàng tăng. Tương quan giữa lãi suất thực và nợ xấu kỳ vọng là dương. Lãi suất thực được sử dụng trong các mô hình nghiên cứu của Louzis và cộng sự (2011), Beck và cộng sự (2013), Castro và cộng sự (2013)... SIZEit: quy mô của ngân hàng i cuối năm t Trong các nghiên cứu về nợ xấu, quy mô ngân hàng được đo lường bằng nhiều cách. Hu và cộng sự (2004) sử dụng tài sản thực và bình phương tài sản thực chia cho 364
100 để đại diện cho quy mô. Quy mô ngân hàng trong nghiên cứu của Shehzad và cộng sự (2010) là vốn cổ phần. Trong bài này, theo đề xuất của Salas và Saurina (2002), Louzis và cộng sự (2010), quy mô ngân hàng được đo lường bằng tổng tài sản năm t của ngân hàng i chia cho tổng tài sản của tất cả các ngân hàng trong mẫu tại năm t. Quy mô ngân hàng được kỳ vọng có tương quan âm với nợ xấu từ lập luận những ngân hàng có quy mô lớn thường đa dạng hóa rủi ro, giảm tập trung hoạt động ngân hàng vào tín dụng mà mở rộng sang các hoạt động tạo ra các thu nhập ngoài lãi. 2.2.2. Phương pháp ước lượng mô hình hồi quy Nghiên cứu này sử dụng kỹ thuật ước lượng Difference Generalized Method of Moments (DGMM) của Arellano-Bond (1991) và Roodman (2006) cho mô hình hồi quy để khắc phục các nhược điểm của mô hình và dữ liệu: (1) Sự hiện diện của biến trễ Yi,t-1 trong phương trình (*) dẫn đến hiện tượng tự tương quan. (2) Tác động cố định hàm chứa sai số trong phương trình (*) bao gồm tính đặc thù của các biến không quan sát được (vi) và sai số đặc thù quan sát được (εit) (3) Hiện tượng nội sinh dẫn đến kết quả ước lượng phương trình (*) sẽ bị chệch (4) Dữ liệu bảng với thời gian ngắn và mảng không gian lớn Mô hình hồi quy được ước lượng theo tiến trình sau: Bước 1: Thống kê mô tả các biến trong mô hình hồi quy Bước 2: Sử dụng phương pháp DGMM để ước lượng mô hình hồi quy Bước 3: Kiểm định Sargan xác định tính phù hợp của các biến công cụ trong mô hình GMM. Đây là kiểm định về giới hạn nội sinh (over-identifying restrictions) của mô hình. Kiểm định có giả thuyết H0: biến công cụ là ngoại sinh (không tương quan với sai số của mô hình). Bên cạnh đó, để kiểm định Sargan không bị yếu thì số lượng các biến công cụ phải nhỏ hơn hoặc bằng số lượng các nhóm. Bước 4: Kiểm định Arellano-Bond về tự tương quan. Giả thuyết H0: không có tự tương quan 2.2.3. Cơ sở dữ liệu Tỷ lệ tăng trưởng GDP và lãi suất cho vay thực được thu thập từ cơ sở dữ liệu của World Bank. Các biến vi mô được thu thập và tính toán dựa trên Báo cáo quản trị ngân hàng, Bản cáo bạch, Báo cáo thường niên, Báo cáo tài chính đã kiểm toán, Tài liệu đại hội đồng cổ đông. 365
Phạm vi nghiên cứu bao gồm các ngân hàng thương mại cổ phần Việt Nam. Mẫu dữ liệu bao gồm 25 ngân hàng trong giai đoạn 2007-2014. Trong đó có 03 ngân hàng TMCP Nhà nước. Tổng Tài sản Có của 22 ngân hàng còn lại trong mẫu cuối năm 2014 là 2,27 triệu tỷ đồng, chiếm 81,6% Tổng Tài sản Có của các ngân hàng thương mại cổ phần (không bao gồm ngân hàng TMCP nhà nước). Mẫu dữ liệu có tính đại diện cao cho hệ thống ngân hàng thương mại cổ phần Việt Nam. Mặt khác, theo lập luận của Shleifer và Vishny (1997) và Ahmad (2013), các ngân hàng thuộc sở hữu nhà nước là sở hữu phân tán vì tập trung quyền kiểm soát lớn nhưng quyền dòng tiền không có ý nghĩa. Vì vậy để đảm bảo tính vững của kết quả nghiên cứu, bài nghiên cứu cũng kiểm định ảnh hưởng của quyền dòng tiền đối với nợ xấu ngân hàng với mẫu dữ liệu phụ chỉ bao gồm 15 ngân hàng có cổ đông kiểm soát không thuộc sở hữu Nhà nước. 3. Kết quả và thảo luận 3.1. Kết quả nghiên cứu Bảng 1. Thống kê mô tả các biến hồi quy Số Trung Độ lệch Giá trị Giá trị Biến quan sát bình chuẩn nhỏ nhất lớn nhất (Variable) (Obs.) (Mean) (Std.Dev.) (Min) (Max) NPL 200 0.0307 0.0268 0.0006 0.1881 CF 200 0.2775 0.2698 0.0080 1.0000 GDP 200 0.0594 0.0060 0.0525 0.0713 RLR 200 0.0116 0.0366 -0.0562 0.0536 SIZE 200 0.0400 0.0455 0.0014 0.2009 Nguồn: tính toán của tác giả Kết quả ước lượng bằng phương pháp DGMM của phương trình hồi quy được trình bày tóm tắt trong bảng 2, nợ xấu nhạy cảm với quyền dòng tiền, cả nhân tố vĩ mô và nhân tố vi mô. Trong đó cột M1 là kết quả ước lượng cho toàn bộ mẫu 25 ngân hàng và cột M2 là kết quả ước lượng cho mẫu phụ 15 ngân hàng có cổ đông kiểm soát không thuộc sở hữu Nhà nước. 366
Bảng 2. Kết quả ước lượng mô hình hồi quy Ký hiệu biến Tên biến M1 M2 L.NPL Nợ xấu năm t-1 0.00477 -0.0393 (0.04) (-0.25) CF Quyền dòng tiền -0.189*** -0.333* (-2.74) (-1.99) L2.GDP Tỷ lệ tăng trưởng GDP năm t-2 -0.958*** -1.384*** (-2.77) (-3.25) RLR Lãi suất cho vay thực 0.221*** 0.408*** (2.76) (4.45) SIZE Quy mô ngân hàng -0.380* -0.427 (-1.78) (-1.40) N 125 75 Sargan test 0.385 0.066 AR(2) 0.879 0.722 Số nhóm 25 15 Số công cụ 19 19 Nguồn: tính toán của tác giả Ghi chú: *** có ý nghĩa thống kê ở mức 1%; ** có ý nghĩa thống kê ở mức 5%; * có ý nghĩa thống kê ở mức 10% 3.2. Các kiểm định mô hình hồi quy Kiểm định Sargan Giá trị kiểm định lớn hơn 0,05. Vì vậy, với mức ý nghĩa 5%, không đủ cơ sở để bác bỏ giả thuyết H0 của kiểm định Sargan. Biến công cụ sử dụng để ước lượng là ngoại sinh, thỏa mãn điều kiện của ước lượng DGMM. Bảng 3 cũng cho thấy đối với mẫu 25 ngân hàng, số công cụ nhỏ hơn số nhóm nên đảm bảo tính vững. Kiểm định tự tương quan Giá trị kiểm định tự tương quan bậc 2 (AR2) lớn hơn 0,05. Với mức ý nghĩa 5%, mô hình không có tự tương quan bậc hai, thỏa mãn điều kiện của ước lượng DGMM. 3.2. Thảo luận kết quả nghiên cứu NPLit-1: nợ xấu kỳ trước đồng biến với nợ xấu kỳ này khi ước lượng với toàn bộ mẫu và nghịch biến khi ước lượng với mẫu phụ nhưng không có ý nghĩa thống kê. CFit: Quyền dòng tiền nghịch biến với tỷ lệ nợ xấu trong cả hai trường hợp và có 367
ý nghĩa thống kê. Kết quả này xác nhận giả thuyết H1, quyền dòng tiền của nhóm cổ đông kiểm soát ngân hàng càng nhỏ thì nợ xấu của ngân hàng càng cao. Tính trung bình, nếu quyền dòng tiền của nhóm cổ đông kiểm soát ngân hàng giảm 1% thì tỷ lệ nợ xấu trên tổng dư nợ tăng 0,189% đối với mẫu chính gồm 25 ngân hàng. Khi hồi quy với mẫu phụ, tính trung bình, nếu quyền dòng tiền của nhóm cổ đông kiểm soát ngân hàng giảm 1% thì tỷ lệ nợ xấu trên tổng dư nợ tăng 0,333%. Điều này cho thấy tính trung bình, ảnh hưởng của quyền dòng tiền đến nợ xấu ở các ngân hàng thương mại không có sở hữu Nhà nước chi phối mạnh hơn các ngân hàng có sở hữu Nhà nước chi phối. Kết quả này ủng hộ quan điểm truyền thống của Berle và Means (1933), sở hữu phân tán dẫn đến hiệu quả kém. Hơn nữa, cổ đông đã đa dạng hóa danh mục đầu tư, không đặt tỷ trọng lớn tài sản cá nhân vào doanh nghiệp thì có xu hướng chấp nhận rủi ro cao (Galai và Masulis, 1976; Esty, 1998). Các nghiên cứu thực nghiệm trước đó cho kết quả tương tự, mức độ tập trung sở hữu, đo lường bằng tỷ lệ sở hữu cổ phần của cổ đông lớn nhất có tương quan trái chiều với nợ xấu (Iannotta và cộng sự, 2007; Srairi và cộng sự, 2013). Caprio và cộng sự (2007) đưa ra bằng chứng quyền dòng tiền đồng biến với giá trị của ngân hàng, quyền dòng tiền càng nhỏ thì giá trị của ngân hàng càng thấp. Mối quan hệ nghịch biến giữa quyền dòng tiền và nợ xấu của các ngân hàng thương mại Việt Nam có thể giải thích dựa trên các nguyên nhân sau: Thứ nhất, áp lực tăng vốn trong thời gian ngắn dẫn đến thay đổi chủ sở hữu ngân hàng. Thông qua sở hữu chồng chéo, chủ sở hữu sau cùng có quyền kiểm soát lớn nhưng quyền dòng tiền nhỏ, đầu tư vào ngân hàng với mục đích phục vụ lợi ích nhóm dẫn đến rủi ro của ngân hàng cao, nợ xấu tăng. Thứ hai, áp lực tăng vốn trong thời gian ngắn dẫn đến sở hữu chồng chéo ở các ngân hàng thương mại, cổ đông nắm quyền kiểm soát có quyền dòng tiền nhỏ, năng lực tài chính yếu, năng lực quản trị kém nên nợ xấu ngày càng tăng. Thứ ba, xu hướng thoái vốn của các cổ đông lớn dẫn đến quyền dòng tiền giảm trong khi nợ xấu có xu hướng tăng do ảnh hưởng của suy thoái kinh tế. GDPt-2: tỷ lệ tăng trưởng GDP năm t-2 nghịch biến với nợ xấu. Hệ số ước lượng của biến GDPt-2 có dấu âm với mức ý nghĩa thống kê 1% như kỳ vọng. Nợ xấu chịu ảnh hưởng của tỷ lệ tăng trưởng tổng sản phẩm quốc nội với độ trễ hai kỳ. Kết quả này tương đồng với lý thuyết chu kỳ kinh doanh. Độ trễ của biến GDP cũng cho thấy ảnh hưởng của tăng trưởng của nền kinh tế đến nợ xấu của ngân hàng là có độ trễ chứ không tác động ngay. Kết quả nghiên cứu này cũng tương đồng với các bằng chứng thực nghiệm trong các nghiên cứu của Salas và Saurina (2002), Quagliarello (2007), Nkusu (2011), Louzis và cộng sự (2011), Beck và cộng sự (2013), Castro (2013), Chaibi và Ftiti (2015). 368
RLRit : Lãi suất cho vay thực đồng biến với nợ xấu của ngân hàng. Như kỳ vọng, hệ số ước lượng của biến RLR là dương và có mức ý nghĩa thống kê 1%. Lãi suất cho vay tác động trực tiếp đến số tiền lãi mà người đi vay phải trả cho ngân hàng vì vậy lãi suất thực càng cao thì người đi vay càng gặp khó khăn trong vấn đề thanh toán. Kết quả này tương đồng với các lập luận lý thuyết cũng như bằng chứng thực nghiệm trong các nghiên cứu trước đó của Lawrence (1995), Rinadli và Sanchis-Arellano (2006), Berge và Boye (2007), Louzis và cộng sự (2011), Beck và cộng sự (2013), Castro (2013), Chaibi và Ftiti (2015). SIZEit: Quy mô ngân hàng nghịch biến với nợ xấu nhưng chỉ có ý nghĩa thống kê trong trường hợp hồi quy với toàn bộ mẫu. Tác động trái chiều của quy mô ngân hàng đối với nợ xấu được giải thích dựa trên lập luận những ngân hàng có quy mô tài sản lớn có khả năng đa dạng hóa rủi ro, giảm tập trung hoạt động ngân hàng vào tăng trưởng tín dụng mà chú trọng phát triển các hoạt động dịch vụ để tạo ra nguồn thu nhập ngoài lãi. Louzis và cộng sự (2011) cũng cho kết quả tương tự. 4. Kết luận Đề tài nghiên cứu tác động của quyền dòng tiền đến nợ xấu của các ngân hàng TMCP Việt Nam trong giai đoạn từ năm 2007-2014. Kết quả nghiên cứu cho thấy quyền dòng tiền có tương quan trái chiều với nợ xấu, hàm ý quyền dòng tiền của cổ đông kiểm soát ngân hàng càng nhỏ thì nợ xấu ngân hàng càng cao. Kết quả này được giải thích bởi lập luận những nhà đầu tư đa dạng hóa danh mục, không tập trung phần lớn tài sản cá nhân vào ngân hàng thì có khẩu vị rủi ro cao. Mặt khác, với quyền dòng tiền nhỏ nhưng cổ đông vẫn nắm giữ quyền kiểm soát ngân hàng, quyền dòng tiền tách rời quyền kiểm soát là nhờ cơ chế kiểm soát theo cấu trúc sở hữu hình tháp và tình trạng sở hữu chồng chéo trong hệ thống ngân hàng thương mại cổ phần Việt Nam. Thực trạng thiếu minh bạch thông tin sở hữu và một số thông tin tài chính trọng yếu của ngân hàng như nợ xấu, nợ đã bán cho VAMC, hệ số an toàn vốn,... càng làm cho vấn đề nợ xấu của Việt Nam trầm trọng hơn, kéo dài và chưa có giải pháp thực sự hữu hiệu để chấm dứt hiện trạng này. Mặt khác, kết quả nghiên cứu cũng cho thấy nợ xấu ngân hàng không chỉ nhạy cảm với các nhân tố vĩ mô như tỷ lệ tăng trưởng kinh tế, lãi suất cho vay thực mà còn chịu ảnh hưởng của nhân tố vi mô như quy mô ngân hàng. Các phát hiện của nghiên cứu cùng với các giả định của nhóm nghiên cứu về mở rộng định nghĩa người liên quan, tính toán nợ xấu có bổ sung yếu tố trái phiếu VAMC, sự khác biệt giữa quyền dòng tiền và quyền kiểm soát của cổ đông sau cùng ở những ngân hàng có cấu trúc sở hữu tháp là những gợi mở cho các nghiên cứu tiếp theo đồng thời cũng là những điểm cần lưu ý cho các nhà hoạch định chính sách và các cổ đông của ngân hàng. 369
Tài liệu tham khảo Tiếng Việt 1. Ủy ban Kinh tế của Quốc hội và UNDP tại Việt Nam (2013). Sở hữu chồng chéo giữa các tổ chức tín dụng và tập đoàn kinh tế tại Việt Nam. Tiếng Anh 2. Abadi, S., Achsani, N. A., & Rachmina, D. (2014). The Dynamics of Non- Performing Loan in Indonesian Banking Industry: A Sensitivity Analysis using VECM Approach . International Journal of Education and Research, Vol. 2 No. . 3. Adebola, S. S., Yusoff, W. S., & Dahalanc, J. (2011). An ARDL Approach to the Determiants of Non-performing Loans in Islamic Banking System in Malaysia. Kuwait Chapter of Arabian Journal of Business and Management Review, Vol. 1, No.2. 4. Ahmad, F. (2013). Ownership Structure and Non-Performing Loans. Asian Journal of Finance & Accounting, ISSN 1946-052X2013, Vol.5, No.2. 5. Arellano, M., & Bond, S. (1991). Some tests of specification for panel data: Monte Carlo evidence and an application to employment equations. The Review of Economic Studies, 277-297. 6. Azofra, V., & Santamaria, M. (2011). Ownership, control and pyramids in Spanish commercial banks. Journal of Banking and Finance 35, 1464-1476. 7. Beck, R., Jakubik, P., & Piloiu, A. (2013). Non-Performing Loans What matters in addition to the economic cycle? ECB Working Paper No.1515. 8. Berge, T. O., & Boye, K. G. (2007). An analysis of bank’s problem loans. Norges Bank Economic Bulletin 78, 65-76. 9. Berle, A., & Means, G. (1933). The Modern Corporation and Private Property. New York: MacMillan. 10. Caprio, G., Laeven, L., & Levine, R. (2007). Governance and bank valuation. Journal of Financial Intermediation, 16, 584–617. 11. Carey, M. (1998). Credit risk in private debt portfolios. Journal of Finance 53, 1363-1387. 12. Castro, V. (2013). Macroeconomic determinants of the credit risk in the banking system: The case of the GIPSI. Economic Modelling 31, 672–683. 13. Chaibi, H., & Ftiti, Z. (2015). Credit risk determinants: Evidence from a cross- country study . Research in International Business and Finance 33 , 1–16 . 370
14. Esty, B. (1998). The impact of contingent liability on commercial bank risk taking. Journal of Financial Economics, 47, 189–218. 15. Fama, E. (1980). Agency problems and residual claims. Journal of Political Economy 88, 288-307. 16. Galai, D., & Masulis, R. (1976). The option pricing model and the risk factor of stock. Journal of Financial Economics, 3, 53e81. 17. Iannotta, G., Giacomo, N., & Sironi, A. (2007). Ownership structure, risk and performance in the European banking industry. Journal of Banking and Finance, 31, 2127–2149. 18. Jensen, M., & Meckling, W. (1976). Theory of the firm: managerial behavior, agency cost and ownership structure. Journal of Financial Economics, 3, 305–360. 19. La Porta, R., López-de-Silanes, F., Shleifer, A., & Vishny, R. (2000). Investor protection and corporate governance. Journal of Political Economy, 58, 3–27. 20. Leaven, L., & Levine, R. (2009). Bank governance, regulation and risk taking. Journal of Financial Economics 93, 259-275. 21. Louzis, D. P., Vouldis, A. T., & Metaxas, V. L. (2011). Macroeconomic and bank- speciﬁc determinants of non-performing loans in Greece: A comparative study of mortgage, business and consumer loan portfolios. Journal of Banking and Finance. 22. Messai, & Selma, A. (2013). Micro and Macro Determinants of Non-performing Loans . International Journal of Economics and Financial Issues, Vol. 3, No. 4, ISSN: 2146-4138 , 852-860 . 23. Nkusu, M. (2011). Nonperforming Loans and Macroﬁnancial Vulnerabilities in Advanced Economies. IMF Working Paper No 11/161. 24. Roodman, D. (2006). How to do xtabond2: an introduction to “Difference” and “System” GMM in Stata. Center for Global Development Working Paper Number 103. 25. Salas, V., & Saurina, J. (2002). Credit risk in two institutional regimes: Spanish commercial and savings banks. Journal of Financial Services Research 22, 203 - 224. 26. Shehzad, C., Haan, d., J., & Scholtens, B. (2010). The impact of bank ownership on impaired loans and capital adequacy. Journal of Banking and Finance 34, 399–408. 27. Shleifer, A., & Vishny, R. (1986). Large shareholders and corporate control. Journal of Political Economy, 94, 461–488. 28. Srairi, S. (2013). Ownership structure and risk-taking behaviour in conventional and Islamic banks: Evidence for MENA countries . Borsa Istanbul Review. 371