Luận văn: KQNC Tác động đến rủi ro tín dụng của các ngân hàng

Mục lục

Đánh giá post

Chia sẻ chuyên mục Đề Tài Luận văn: KQNC Tác động đến rủi ro tín dụng của các ngân hàng hay nhất năm 2026 cho các bạn học viên ngành đang làm luận văn thạc sĩ tham khảo nhé. Với những bạn chuẩn bị làm bài luận văn tốt nghiệp thì rất khó để có thể tìm hiểu được một đề tài hay, đặc biệt là các bạn học viên đang chuẩn bị bước vào thời gian lựa chọn đề tài làm luận văn thì với đề tài Luận Văn: Tác động của cấu trúc sở hữu đến rủi ro tín dụng của các ngân hàng thương mại Việt Nam dưới đây chắc chắn sẽ giúp cho các bạn học viên có cái nhìn tổng quan hơn về đề tài sắp đến.

Chương 4 sẽ bao gồm thực trạng cấu trúc sở hữu và Rủi ro tín dụng của các Ngân hàng thương mại Việt Nam trong khoảng thời gian tác giả đưa vào nghiên cứu. Từ kết quả thu được từ phần mềm STATA 17, tác giả sẽ tiến hành trình bày số liệu và thảo luận về chiều hướng ảnh hưởng của các biến và nguyên nhân của các tác động đó.

4.1. Thực trạng cấu trúc sở hữu và rủi ro tín dụng của các Ngân hàng thương mại Việt Nam trong khoảng thời gian nghiên cứu

4.1.1. Thực trạng cấu trúc sở hữu tại các Ngân hàng thương mại Việt Nam

Trong năm 2024, cơ cấu sở hữu của các ngân hàng niêm yết tại Việt Nam thể hiện sự phân hóa rõ rệt giữa nhóm ngân hàng thương mại nhà nước và nhóm ngân hàng thương mại cổ phần tư nhân. Các ngân hàng có vốn nhà nước chi phối như BID (80,99%), VCB (74,80%) và CTG (64,46%) tiếp tục duy trì tỷ lệ sở hữu nhà nước ở mức rất cao. Ngược lại, phần lớn các ngân hàng tư nhân không có vốn nhà nước, ngoại trừ một số trường hợp tỷ lệ nhỏ như MSB (6,40%), LPB (6,54%), HDB (3,05%) hay VAB (3,74%). Về sở hữu nước ngoài, nhiều ngân hàng tư nhân thu hút được tỷ lệ vốn ngoại khá lớn, dao động từ 20% đến 30%, tiêu biểu là ACB (30,00%), TPB (29,96%), MSB (27,47%), CTG (27,05%) và VPB (25,03%). Một số ngân hàng khác

cũng duy trì tỷ lệ trên 20% như STB (23,54%), MBB (23,22%), TCB (22,48%) hay VCB (22,96%). Tuy nhiên, vẫn còn những ngân hàng có tỷ lệ sở hữu nước ngoài rất thấp hoặc gần như bằng 0, chẳng hạn BAB, VAB, NAB, PGB hay BVB. Xét về biến động sở hữu nước ngoài, sự khác biệt giữa các ngân hàng cũng khá rõ rệt. Một số ngân hàng ghi nhận biến động mạnh, phản ánh sự dịch chuyển lớn của dòng vốn ngoại, điển hình là NAB (1765,57%), BVB (-81,58%), VIB (-75,66%), LPB (- 78,29%) hay NVB (-62,80%). Trong khi đó, nhiều ngân hàng chỉ biến động ở mức rất thấp dưới 2%, như ACB (0,00%), CTG (0,00%), VCB (-1,75%), TCB (-0,03%) hay MBB (0,30%), cho thấy sự ổn định hơn trong cơ cấu vốn ngoại.

Nhìn chung, thực trạng sở hữu tại các ngân hàng niêm yết cho thấy các ngân hàng quốc doanh vẫn giữ vai trò chủ lực với tỷ lệ sở hữu nhà nước chi phối. Trong khi đó, các ngân hàng tư nhân có khả năng thu hút vốn ngoại mạnh mẽ nhưng cũng đi kèm với sự biến động cao hơn về dòng vốn. Bên cạnh đó, vẫn còn một số ngân hàng có tỷ lệ sở hữu nước ngoài rất thấp, phản ánh sức hút hạn chế đối với nhà đầu tư nước ngoài. Cụ thể, tỷ lệ sở hữu cổ phần Nhà nước và nước ngoài tại 26 Ngân hàng thương mại Việt Nam trong nghiên cứu được trình bày tại bảng 4.1 dưới đây:

Bảng 4.1: Tỷ lệ sở hữu cổ phần Nhà nước và nước ngoài tại 26 Ngân hàng thương mại Việt Nam năm 2024

4.1.2. Thực trạng rủi ro tín dụng tại các Ngân hàng thương mại Việt Nam Luận văn: KQNC Tác động đến rủi ro tín dụng của các ngân hàng.

Từ trước đến nay, lĩnh vực ngân hàng luôn đóng vai trò vô cùng quan trọng trong sự phát triển kinh tế xã hội của đất nước bằng cách đảm bảo lưu thông tiền tệ, cung cấp nguồn vốn cho các hoạt động kinh tế của quốc gia. Các ngân hàng thương mại hoạt động như một trung gian tài chính, trong quá trình lưu chuyển nguồn vốn các ngân hàng không thể tránh khỏi việc khách hàng chậm trễ thanh toán gốc lãi dẫn đến phát sinh Rủi ro tín dụng. Khi một ngân hàng không thể kiểm soát được Rủi ro tín dụng dẫn đến nguy cơ phá sản điều này sẽ gây ra hệ luỵ cho hệ thống ngân hàng nói chung và tạo ra sự rung chuyển bất ổn đến nền kinh tế. Vì thế quản lý Rủi ro tín dụng đối với hệ thống các ngân hàng thương mại là vô cùng quan trọng. Tỷ lệ nợ xấu toàn ngành trong khoảng thời gian từ năm 2015 đến năm 2024 được thể hiện qua hình 4.1 dưới đây:

Hình 4.1: Biến động tỷ lệ nợ xấu trên tổng dư nợ toàn ngành Ngân hàng thương mại Việt Nam giai đoạn 2015 – 2024

Trong giai đoạn 2015-2024, tỷ lệ nợ xấu (TLNX) của hệ thống ngân hàng Việt Nam có xu hướng biến động theo chu kỳ kinh tế và chính sách điều hành. Giai đoạn 2015-2016, nợ xấu duy trì ở mức cao trên 3%, nguyên nhân chủ yếu do hậu quả để lại từ cuộc khủng hoảng bất động sản giai đoạn 2011-2013 và chất lượng tín dụng suy giảm sau giai đoạn tăng trưởng nóng. Bên cạnh đó, việc thành lập Công ty Quản lý tài sản của các TCTD (VAMC) năm 2013 mới chỉ bước đầu xử lý nợ xấu, nên tỷ lệ vẫn ở mức đáng lo ngại.

Từ 2017 đến 2019, Tỷ lệ nợ xấu giảm xuống mức xấp xỉ 2%, phản ánh hiệu quả của quá trình tái cơ cấu hệ thống ngân hàng gắn với xử lý nợ xấu theo Nghị quyết 42/2017/QH14. Nhờ vào việc xây dựng quy định rõ ràng hơn, các ngân hàng đẩy mạnh thu hồi nợ, bán nợ cho VAMC, đồng thời kiểm soát chặt chẽ hơn việc cho vay vào lĩnh vực rủi ro như bất động sản, chứng khoán.

Trong giai đoạn 2020 – 2022, mặc dù nền kinh tế nhận sự tác động nghiêm trọng từ dịch Covid-19, tỷ lệ nợ xấu báo cáo lại giảm về mức thấp nhất (xấp xỉ 1,5%). Nguyên nhân chính không phải do chất lượng tín dụng được cải thiện đột biến, mà chủ yếu do các cơ chế hỗ trợ của Ngân hàng nhà nước như Thông tư 01/2020/TT-NHNN và các văn bản sửa đổi, cho phép cơ cấu lại thời hạn trả nợ, giữ nguyên nhóm nợ. Nhờ đó, nhiều khoản vay tiềm ẩn rủi ro chưa được phản ánh ngay vào nợ xấu, làm tỷ lệ nợ xấu thấp hơn so với bản chất. Luận văn: KQNC Tác động đến rủi ro tín dụng của các ngân hàng.

Tuy nhiên, từ năm 2023 đến đầu 2024, Tỷ lệ nợ xấu tăng vọt lên gần 5%, mức cao nhất trong vòng 10 năm. Diễn biến này gắn liền với bối cảnh kinh tế suy giảm, thị trường bất động sản rơi vào tình trạng đóng băng, trái phiếu doanh nghiệp gặp khủng hoảng, khiến khả năng trả nợ của doanh nghiệp và cá nhân suy yếu rõ rệt. Tập chí Kinh tế Tài chính (2024) trong giai đoạn 2023, gần 50% số vụ chậm thanh toán trái phiếu lại tập trung ở nhóm doanh nghiệp, họ đã tận dụng được thời kỳ lãi suất cao để huy động vốn. Ngoài ra, một minh chứng rõ rệt nhất theo Báo Đầu tư (2023) trái phiếu của Tân Hoàng Minh, khiến làn sóng khủng hoảng trái phiếu lan rộng và làm xói mòn niềm tin của nhà đầu tư. Bên cạnh đó, Vnexpress (2023) nhiều doanh nghiệp bất động sản như Novaland, Phú Long, Luxury Living và Hoàng Trường cũng đã phải mua lại trái phiếu trước hạn do áp lực tài chính, phản ánh khó khăn trong việc thanh toán nợ. Đồng thời, khi các chính sách cơ cấu nợ theo Thông tư 01 hết hiệu lực, các ngân hàng buộc phải phân loại lại các khoản vay, làm nợ xấu ghi nhận tăng mạnh.

Biểu đồ 4.1: Biến động tỷ lệ nợ xấu trên tổng dư nợ 26 Ngân hàng thương mại Việt Nam trong khoảng thời gian 2015 – 2024

Biểu đồ thể hiện biến động tỷ lệ nợ xấu trên tổng dư nợ của 26 Ngân hàng thương mại Việt Nam trong giai đoạn 2015 – 2024 phản ánh một bức tranh khá rõ nét về chất lượng tín dụng của toàn hệ thống. Trong giai đoạn 2015 – 2019, hầu hết các ngân hàng duy trì tỷ lệ nợ xấu ở mức thấp, chủ yếu dao động quanh 1% – 3%, ngoại trừ một vài trường hợp có biến động nhẹ nhưng vẫn nằm trong ngưỡng an toàn theo quy định của Ngân hàng nhà nước (dưới 3%). Đây là giai đoạn kinh tế trong nước tăng trưởng ổn định, cùng với việc các ngân hàng đã thực hiện tái cơ cấu và xử lý nợ xấu từ những năm trước, góp phần củng cố chất lượng tài sản. Luận văn: KQNC Tác động đến rủi ro tín dụng của các ngân hàng.

Bước sang năm 2020, dịch COVID-19 bùng phát đã ảnh hưởng mạnh đến nền kinh tế, nhiều doanh nghiệp gặp khó khăn về dòng tiền, khiến tỷ lệ nợ xấu tại một số ngân hàng có xu hướng nhích lên một xíu. Dù vậy, mặt bằng chung vẫn được kiểm soát tốt nhờ các biện pháp tái cấu trúc lại nợ, tăng thời gian trả nợ và hỗ trợ từ chính sách tiền tệ. Giai đoạn 2021 – 2022 chứng kiến sự phân hóa rõ hơn: trong khi đa số ngân hàng chỉ ghi nhận mức tăng nhẹ thì NVB lại có tỷ lệ nợ xấu tăng đột biến từ 3,0% năm 2021 lên tới 17,9% năm 2022 và gần 30% vào năm 2023, mức cao bất thường, vượt xa ngưỡng an toàn của ngành. Nguyên nhân có thể xuất phát từ năng lực tài chính hạn chế, quy mô vốn nhỏ, cùng với việc tập trung cho vay ở các lĩnh vực rủi ro cao và chậm xử lý nợ tái cơ cấu sau dịch. Đến năm 2024, Tỷ lệ nợ xấu của NVB giảm xuống 19,5%, nhưng vẫn duy trì ở mức rất cao so với toàn ngành, phản ánh Rủi ro tín dụng nghiêm trọng nếu không có biện pháp tái cấu trúc mạnh mẽ và xử lý dứt điểm nợ xấu tồn đọng, tiềm ẩn rủi ro lớn nếu không có biện pháp can thiệp mạnh.

Ngược lại, các ngân hàng còn lại nhìn chung duy trì được sự ổn định. Một số ngân hàng lớn như BID, VCB, CTG, TCB hay MBB vẫn giữ được tỷ lệ nợ xấu quanh ngưỡng 1% – 2%, cho thấy năng lực quản trị rủi ro và chất lượng tín dụng tốt. Một số ngân hàng tầm trung như ACB, TPB, VPB có biến động nhẹ theo chu kỳ kinh tế nhưng không tạo ra khác biệt quá lớn so với mặt bằng chung.

Tổng thể, biểu đồ phản ánh rằng hệ thống ngân hàng Việt Nam giai đoạn 2015 – 2024 đã có nhiều nỗ lực trong kiểm soát nợ xấu, đảm bảo an toàn tín dụng và duy trì sự ổn định tài chính, dù vẫn tồn tại những trường hợp ngoại lệ với mức rủi ro rất cao cần đặc biệt lưu ý. Đây cũng là tín hiệu cho thấy yêu cầu tiếp tục tăng cường quản trị rủi ro, đa dạng hóa danh mục tín dụng và cải thiện năng lực thẩm định để đảm bảo sự bền vững của toàn hệ thống trong bối cảnh kinh tế còn nhiều biến động.

Biểu đồ 4.2: Biến động tỷ lệ dự phòng rủi ro cho vay trên tổng dư nợ cho vay 26 Ngân hàng thương mại Việt Nam giai đoạn 2015 – 2024

Biểu đồ 4.2 mô tả sự biến động của tỷ lệ trích lập dự phòng Rủi ro tín dụng trên tổng dư nợ cho vay tại 26 Ngân hàng thương mại Việt Nam trong giai đoạn 2015 – 2024. Nhìn chung, giai đoạn đầu (2015 – 2019) tỷ lệ dự phòng của hầu hết ngân hàng đều giữ tỷ lệ ở mức khá ổn định, dao động trong khoảng 1% – 1,5% tổng dư nợ cho vay. Điều này phản ánh môi trường kinh doanh tín dụng giai đoạn trước 2020 chưa chịu nhiều biến động lớn, đồng thời các ngân hàng vẫn áp dụng chính sách dự phòng tương đối thận trọng và đồng đều. Tuy nhiên, kể từ năm 2020 trở đi, tỷ lệ dự phòng của nhiều ngân hàng tăng mạnh, đặc biệt giai đoạn 2021 – 2022, có ngân hàng vượt mức 3%. Sự gia tăng này có thể xuất phát từ những tác động tiêu cực của đại dịch COVID-19, khi chất lượng tài sản tín dụng bị ảnh hưởng do doanh nghiệp và cá nhân gặp khó khăn trong việc trả nợ, buộc các ngân hàng phải tăng cường trích lập để phòng ngừa rủi ro. Luận văn: KQNC Tác động đến rủi ro tín dụng của các ngân hàng.

Ngoài ra, có thể nhận thấy sự phân hóa rõ rệt giữa nhóm Ngân hàng nhà nước và nhóm ngân hàng tư nhân. Các ngân hàng lớn như BID, CTG, VCB thường có tỷ lệ dự phòng cao hơn mức trung bình toàn ngành, phản ánh định hướng quản trị thận trọng và vai trò trụ cột trong việc duy trì an toàn hệ thống. Ngược lại, nhiều ngân hàng quy mô nhỏ hoặc tập trung vào mảng bán lẻ duy trì tỷ lệ dự phòng thấp hơn, cho thấy sự khác biệt trong khẩu vị rủi ro và chiến lược kinh doanh. Từ năm 2023, tỷ lệ dự phòng có xu hướng giảm nhẹ ở nhiều ngân hàng, tuy nhiên vẫn ở mức cao hơn giai đoạn trước 2020, cho thấy tác động của COVID-19 chưa hoàn toàn chấm dứt và hệ thống ngân hàng vẫn ưu tiên chính sách dự phòng thận trọng.

Hơn nữa, sự gia tăng trích lập dự phòng tuy giúp nâng cao khả năng chống chịu Rủi ro tín dụng nhưng đồng thời làm giảm lợi nhuận ngắn hạn của ngân hàng. Nó phản ánh sự đánh đổi giữa mục tiêu an toàn và mục tiêu hiệu quả. Nhìn từ góc độ toàn hệ thống, việc tỷ lệ dự phòng tăng mạnh trong giai đoạn biến động cho thấy các ngân hàng Việt Nam ngày càng chú trọng đến yếu tố an toàn vốn và tính bền vững của hoạt động tín dụng. Xu hướng này phù hợp với yêu cầu của Basel II và Basel III về quản trị rủi ro, đồng thời cho thấy sự cải thiện về năng lực quản trị của hệ thống Ngân hàng thương mại Việt Nam.

4.2. Thống kê mô tả Luận văn: KQNC Tác động đến rủi ro tín dụng của các ngân hàng.

Bảng 4.2: Kết quả thống kê mô tả

Kết quả thống kê mô tả dựa trên bộ dữ liệu bảng gồm 260 quan sát, được thu thập từ 26 ngân hàng thương mại tại Việt Nam trong giai đoạn 2015 – 2024. Bộ dữ liệu này phản ánh chuỗi số liệu theo cả chiều không gian (giữa các ngân hàng) và thời gian (trong 10 năm) trong bảng 4.1.

4.2.1. Chỉ số về rủi ro tín dụng

Trong mẫu nghiên cứu, hai chỉ số phản ánh Rủi ro tín dụng gồm tỷ lệ nợ xấu và tỷ lệ trích lập dự phòng Rủi ro tín dụng đều cho thấy những đặc điểm đáng chú ý. Cụ thể, Tỷ lệ nợ xấu có giá trị trung bình ở mức 2,13%, nhìn chung vẫn trong ngưỡng an toàn so với quy định của Ngân hàng nhà nước (<3%). Tuy nhiên, độ lệch chuẩn khá cao (0,0246) và khoảng dao động lớn, từ mức tối thiểu 0,24% đến tối đa gần 29,8%, phản ánh sự chênh lệch đáng kể về chất lượng tín dụng giữa các ngân hàng niêm yết. Trong khi đó, LLPR có giá trị trung bình 1,33%, song cũng thể hiện sự khác biệt giữa các ngân hàng với độ lệch chuẩn 0,0041.

4.2.2. Chỉ số về cấu trúc sở hữu

Trong mẫu nghiên cứu, các chỉ số phản ánh cấu trúc sở hữu của ngân hàng bao gồm sở hữu nhà nước (GO), sở hữu nước ngoài (FO) và mức độ biến động sở hữu nước ngoài (FFO). Cụ thể, tỷ lệ sở hữu nhà nước (GO) có giá trị trung bình 13,06%, song có độ lệch chuẩn khá cao (0,2581) và dao động từ 0 đến 95,28%, cho thấy có sự khác biệt lớn giữa các ngân hàng: một số ngân hàng gần như không còn vốn nhà nước, trong khi một số khác vẫn duy trì tỷ lệ lớn như BID, VCB và CTG. Đối với sở hữu nước ngoài (FO), tỷ lệ trung bình đạt 12,92% và dao động trong khoảng từ 0 đến 30%, phản ánh mức độ tham gia của nhà đầu tư nước ngoài tương đối hạn chế, chưa đạt mức tối đa theo quy định (30%). Biến động sở hữu nước ngoài (FFO) có giá trị trung bình 2,58% với độ lệch chuẩn 0,0367, cho thấy mức thay đổi tỷ lệ góp vốn của nhà đầu tư nước ngoài nhìn chung không quá lớn, nhưng vẫn có trường hợp biến động mạnh hơn (tối đa 13,96%).

4.2.3. Chỉ số khác về ngân hàng và vĩ mô Luận văn: KQNC Tác động đến rủi ro tín dụng của các ngân hàng.

Trong nhóm các chỉ số khác, biến đặc trưng cho ngân hàng gồm quy mô ngân hàng (SIZE), tăng trưởng tín dụng (CG) và tỷ lệ đòn bẩy tài chính (FLR) phản ánh đặc điểm nội tại. Cụ thể, quy mô ngân hàng (SIZE) có giá trị trung bình 19,10 và dao động từ 16,69 đến 21,73, cho thấy sự khác biệt khá lớn giữa các ngân hàng trong mẫu, trong đó một số ngân hàng thương mại lớn giữ vai trò chi phối so với nhóm ngân hàng nhỏ hơn. Biến tăng trưởng tín dụng (CG) có giá trị trung bình 18,75%, thể hiện xu hướng mở rộng cho vay ở mức tương đối cao, song độ lệch chuẩn gần 10% cho thấy có sự chênh lệch đáng kể trong chính sách tín dụng giữa các ngân hàng. Tỷ lệ đòn bẩy tài chính (FLR) có giá trị trung bình 12,07, mức cao nhất 23,61, phản ánh việc một số ngân hàng sử dụng vốn vay và huy động ở mức khá lớn, từ đó tiềm ẩn rủi ro mất cân đối tài chính nếu không được quản trị chặt chẽ.

Ở góc độ vĩ mô, lạm phát (INFR) có giá trị trung bình 6,12% và dao động từ 2,6% đến 8,1%, cho thấy trong giai đoạn nghiên cứu môi trường kinh tế có nhiều thay đổi, gây ra những tác động tiềm tàng trực tiếp ảnh hưởng đến chi phí vốn và năng lực trả nợ của khách hàng. Bên cạnh đó, tăng trưởng kinh tế (GDPG) đạt mức trung bình 2,82% và dao động trong khoảng 0,6% đến 3,6%, phản ánh tốc độ tăng trưởng của nền kinh tế Việt Nam ở mức vừa phải.

4.3. Phân tích tương quan

Bảng 4.3: Ma trận hệ số tương quan

Bảng 4.2 trình bày kết quả phân tích hệ số tương quan giữa các biến độc lập được sử dụng trong mô hình nghiên cứu. Theo quan điểm của Farrar và cộng sự (1967), hiện tượng đa cộng tuyến có thể xuất hiện khi hệ số tương quan giữa hai biến độc lập vượt ngưỡng 0,8. Kết quả kiểm định bằng phần mềm STATA cho thấy không có cặp biến nào đạt đến mức tương quan này. Do đó, có thể cho rằng mô hình nghiên cứu không gặp phải vấn đề đa cộng tuyến nghiêm trọng, đảm bảo tính tin cậy cho các phân tích hồi quy tiếp theo.

4.4. Phân tích hồi quy Luận văn: KQNC Tác động đến rủi ro tín dụng của các ngân hàng.

4.4.1. Phân tích hồi quy theo biến tỷ lệ trích lập dự phòng rủi ro tín dụng (LLPR)

Đầu tiên, tác giả xác định mô hình nghiên cứu phù hợp, tác giả tiến hành ước lượng hồi quy lần lượt đối với hai biến phụ thuộc LLPR và NPLR dưới ba dạng mô hình hồi quy dạng bảng cơ bản gồm Pooled OLS, FEM và REM. Kết quả được thể hiện chi tiết trong Bảng 4.3 (đối với LLPR) và Bảng 4.4 (đối với NPLR). Bên cạnh đó, nhằm kiểm tra tính phù hợp và các khuyết tật có thể xảy ra trong mô hình Pooled OLS, tác giả thực hiện thêm các kiểm định cho cả hai biến nghiên cứu.

Bảng 4.4: Kết quả phân tích hồi quy của các mô hình Pooled-OLS, FEM và REM theo biến LLPR

Kết quả hồi quy trong Bảng 4.3 cho thấy tác động của các yếu tố sở hữu đến tỷ lệ trích lập dự phòng rủi ro tín dụng có sự khác biệt đáng chú ý. Trước hết, tỷ lệ sở hữu nhà nước (GO) không có mức ý nghĩa thống kê trong cả ba mô hình Pooled OLS, REM và FEM, hàm ý rằng mức độ nắm giữ vốn của Nhà nước chưa phản ánh tác động rõ ràng đến chính sách dự phòng Rủi ro tín dụng của các ngân hàng. Ngược lại, sở hữu nước ngoài (FO) chỉ có ý nghĩa trong mô hình Pooled OLS với hệ số dương và mức ý nghĩa 5%, cho thấy sự gia tăng tỷ lệ nắm giữ của nhà đầu tư nước ngoài có thể góp phần nâng cao mức trích lập dự phòng. Tuy nhiên, khi xét ở các mô hình FEM và REM, biến FO lại mất ý nghĩa, phản ánh tác động này chưa ổn định và có thể phụ thuộc vào đặc điểm riêng của từng ngân hàng. Đáng chú ý, biến động sở hữu nước ngoài (FFO) thể hiện tác động tích cực và có ý nghĩa thống kê trong mô hình Pooled OLS (1%) và REM (5%), cho thấy sự thay đổi trong tỷ lệ vốn ngoại có xu hướng gia tăng trích lập dự phòng.

4.4.2. Phân tích hồi quy theo biến tỷ lệ nợ xấu (NPLR)

Bảng 4.5: Kết quả phân tích hồi quy của các mô hình Pooled-OLS, FEM và REM theo biến NPLR

Trong bảng 4.4, biến sở hữu nhà nước (GO) có hệ số dương trong mô hình Pooled OLS nhưng không có mức ý nghĩa thống kê ở bất kỳ mô hình nào. Điều này cho thấy tỷ lệ vốn góp của Nhà nước trong ngân hàng chưa phản ánh tác động rõ ràng đến mức độ Rủi ro tín dụng. Nói cách khác, việc Nhà nước nắm giữ tỷ lệ cổ phần cao hay thấp không tạo ra sự khác biệt đáng kể trong tỷ lệ nợ xấu.

Ngược lại, biến sở hữu nước ngoài (FO) cho thấy tác động tiêu cực đến NPLR. Cụ thể, trong mô hình Pooled OLS, FO có hệ số -0,0055677 và có ý nghĩa thống kê ở mức 5%, hàm ý rằng sự gia tăng tỷ lệ vốn nước ngoài giúp giảm tỷ lệ nợ xấu. Điều này có thể xuất phát từ việc các nhà đầu tư nước ngoài thường mang theo kinh nghiệm quản trị, chuẩn mực quốc tế và yêu cầu minh bạch cao hơn, qua đó góp phần nâng cao chất lượng tín dụng. Tuy nhiên, ở hai mô hình REM và FEM, biến FO lại mất ý nghĩa thống kê, cho thấy tác động này chưa ổn định và có thể khác biệt tùy từng ngân hàng. Còn biến biến động sở hữu nước ngoài (FFO) có hệ số dương và mang ý nghĩa thống kê ở cả mô hình Pooled OLS (1%) và REM (5%). Điều này cho thấy sự biến động trong tỷ lệ góp vốn của khối ngoại có xu hướng làm gia tăng nợ xấu.

4.5. Lựa chọn mô hình phù hợp Luận văn: KQNC Tác động đến rủi ro tín dụng của các ngân hàng.

4.5.1. Lựa chọn mô hình phù hợp đối với biến tỷ lệ trích lập dự phòng rủi ro tín dụng (LLPR)

Sau quá trình xử lý và phân tích dữ liệu trên phần mềm STATA 17, tác giả thu được kết quả ước lượng đối với biến tỷ lệ trích lập dự phòng rủi ro tín dụng (LLPR), được trình bày chi tiết trong Bảng 4.5.

Bảng 4.6: Kết quả kiểm định lựa chọn mô hình với biến LLPR

Kết quả F-test cho thấy Prob > F = 0,0000 (< 5%), vì vậy mô hình FEM phù hợp hơn so với Pooled OLS. Tiếp theo, kiểm định Hausman có giá trị Prob > chi2 = 0,7264 (> 5%), điều này cho thấy mô hình REM là phù hợp hơn so với FEM. Cuối cùng, kiểm định Breusch-Pagan LM cho kết quả Prob > chibar2 = 0,0000 (< 5%), xác nhận rằng mô hình REM có ưu thế so với Pooled OLS. Từ chuỗi kiểm định trên, có thể kết luận rằng trong 3 dạng mô hình hồi quy dạng bảng cơ bản, mô hình REM được lựa chọn để phân tích tác động của các biến độc lập đến tỷ lệ trích lập dự phòng rủi ro tín dụng (LLPR), đảm bảo tính phù hợp và độ tin cậy của kết quả nghiên cứu. Tuy nhiên, các mô hình hồi quy dạng bảng cơ bản vẫn tiềm ẩn một số khuyết tật, do đó tác giả tiếp tục thực hiện các kiểm định nhằm phát hiện và xử lý, qua đó nâng cao độ tin cậy của kết quả nghiên cứu.

4.5.2. Lựa chọn mô hình phù hợp đối với biến tỷ lệ nợ xấu (NPLR)

Với biến tỷ lệ nợ xấu (NPLR) được kiểm định theo các bước tương tự như kiểm định biến LLPR. Kết quả thu được từ kiểm định được trình bày trong bảng 4.6. Luận văn: KQNC Tác động đến rủi ro tín dụng của các ngân hàng.

Bảng 4.7: Kết quả kiểm định lựa chọn mô hình với biến NPLR

Khi tiến hành kiểm định F để so sánh giữa mô hình FEM và Pooled OLS, giá trị Prob > F = 0,0000 (< 5%) dẫn đến việc bác bỏ giả thuyết H₀ và lựa chọn FEM là mô hình phù hợp hơn so với Pooled OLS. Tiếp theo, kiểm định Breusch-Pagan LM cũng cho kết quả Prob > chibar2 = 0,0000 (< 5%), qua đó khẳng định REM vượt trội hơn so với Pooled OLS. Cuối cùng, kiểm định Hausman được sử dụng nhằm lựa chọn giữa FEM và REM cho kết quả Prob > chi2 = 0,3749 (> 5%), do đó mô hình REM được xác định là phù hợp nhất để ước lượng tác động của các biến độc lập đến tỷ lệ nợ xấu (NPLR). Tương tự, các mô hình hồi quy dạng bảng cơ bản vẫn tiềm ẩn một số khuyết tật, do đó tác giả tiếp tục thực hiện các kiểm định nhằm phát hiện và xử lý, qua đó nâng cao độ tin cậy của kết quả nghiên cứu.

4.6. Kiểm định sự phù hợp của mô hình

4.6.1. Kiểm định hiện tượng đa cộng tuyến

Để đảm bảo mô hình không gặp phải hiện tượng đa cộng tuyến, đồng thời hạn chế những sai lệch có thể phát sinh do mối tương quan cao giữa các biến độc lập, tác giả đã tiến hành kiểm định hệ số phóng đại phương sai (VIF). Kết quả được trình bày tại Bảng 4.8 cho thấy toàn bộ giá trị VIF đều nhỏ hơn ngưỡng 10, qua đó khẳng định mô hình nghiên cứu không tồn tại hiện tượng đa cộng tuyến.

Bảng 4.8: Kết quả kiểm định đa cộng tuyến

4.6.2. Kiểm định hiện tượng tự tương quan

Bảng 4.9: Kết quả kiểm định tự tương quan Luận văn: KQNC Tác động đến rủi ro tín dụng của các ngân hàng.

Kết quả kiểm định ở Bảng 4.8 cho thấy cả hai mô hình với biến phụ thuộc LLPR và NPLR đều có giá trị Prob > F = 0,0000 (< 5%), dẫn đến việc bác bỏ giả thuyết H₀ và xác nhận sự tồn tại của tự tương quan trong phần dư. Đây là một dạng khuyết tật thường gặp trong dữ liệu bảng, có thể làm giảm độ tin cậy của các mô hình hồi quy. Vì vậy, để khắc phục vấn đề này và đảm bảo tính chính xác của kết quả nghiên cứu, tác giả sẽ áp dụng ước lượng phù hợp nhằm khắc phục các khuyết tật mô hình.

4.6.3. Kiểm định hiện tượng phương sai sai số thay đổi

Bảng 4.10: Kết quả kiểm định phương sai sai số thay đổi

Tác giả tiến hành kiểm định Breusch-Pagan. Kết quả thu được cho thấy đối với cả hai biến phụ thuộc LLPR và NPLR, giá trị Prob > chibar2 = 0,0000 (< 5%). Điều này đồng nghĩa với việc bác bỏ giả thuyết H₀ về phương sai sai số đồng nhất và chấp nhận H₁, tức là mô hình tồn tại hiện tượng phương sai sai số thay đổi. Đây là một khuyết tật phổ biến trong dữ liệu bảng và có thể dẫn đến ước lượng OLS/REM/FEM không đúng. Do đó, để khắc phục, tác giả cần sử dụng các phương pháp khắc phục khuyết tật để đảm bảo độ tin cậy và sự chính xác của kết quả nghiên cứu.

4.7 Khắc phục khuyết tật mô hình bằng phương pháp FGLS và GMM Luận văn: KQNC Tác động đến rủi ro tín dụng của các ngân hàng.

Kết quả của các kiểm định khuyết tật cho thấy mô hình nghiên cứu với hai biến phụ thuộc LLPR và NPLR đều có phương sai sai số thay đổi và tự tương quan. Tác giả đã chọn áp dụng phương pháp FGLS cho từng mô hình nhằm khắc phục các thiếu sót này và đảm bảo độ tin cậy của ước lượng. Dưới đây là kết quả hồi quy, được thể hiện trong Bảng 4.11.

Bảng 4.11: Kết quả kiểm định bằng phương pháp FGLS

Dựa trên kết quả hồi quy bằng phương pháp FGLS trong Bảng 4.11, cả hai mô hình với biến phụ thuộc LLPR và NPLR đều có Prob > chi2 = 0,0000, chứng tỏ mô hình tổng thể có ý nghĩa thống kê và phù hợp với dữ liệu nghiên cứu. Cụ thể, biến GO (sở hữu Nhà nước) có tác động dương đến LLPR và âm đến NPLR nhưng đều không có mức ý nghĩa thống kê, cho thấy sở hữu Nhà nước không ảnh hưởng rõ rệt đến tỷ lệ trích lập dự phòng rủi ro tín dụng và tỷ lệ nợ xấu. Trong khi đó, biến FO (sở hữu nước ngoài) có tác động âm và có ý nghĩa thống kê lần lượt ở mức 5% và 1% đối với LLPR và NPLR, hàm ý rằng tỷ lệ sở hữu nước ngoài gia tăng giúp giảm chi phí dự phòng rủi ro tín dụng và hạn chế nợ xấu. Biến FFO lại có tác động dương đối với cả hai biến phụ thuộc, trong đó tác động đến NPLR có ý nghĩa ở mức 5%, cho thấy khi tỷ lệ sở hữu nước ngoài biến động cao hơn thì Rủi ro tín dụng có xu hướng gia tăng. Bên cạnh đó, SIZE có tác động dương với LLPR và âm với NPLR, đều có ý nghĩa ở mức 1%, cho thấy ngân hàng có quy mô lớn thường phải trích lập dự phòng nhiều hơn nhưng lại kiểm soát nợ xấu hiệu quả hơn. Với các biến kiểm soát, CG có tác động dương đến LLPR nhưng âm và có ý nghĩa thống kê 5% đối với NPLR, hàm ý việc tăng trưởng tín dụng có thể làm gia tăng nợ xấu. Các biến khác như FLR (tỷ lệ đòn bẩy tài chính), INFR (lạm phát), GDPG (tăng trưởng kinh tế) có tác động nhất định đến LLPR và NPLR nhưng mức ý nghĩa chưa cao, ngoại trừ GDPG có tác động âm và ý nghĩa 5% đến LLPR. Như vậy, kết quả FGLS cho thấy yếu tố sở hữu nước ngoài, quy mô ngân hàng và tăng trưởng kinh tế là những nhân tố có ảnh hưởng đến Rủi ro tín dụng và việc trích lập dự phòng rủi ro của các ngân hàng thương mại. Tuy nhiên, kết quả từ mô hình FGLS cho thấy mặc dù đã xử lý được các khuyết tật về phương sai sai số thay đổi và tự tương quan, nhưng hiện tượng nội sinh vẫn có khả năng xuất hiện trong cả hai mô hình. Đây là vấn đề thường gặp trong nghiên cứu dữ liệu bảng khi có mối quan hệ hai chiều giữa các biến với phần dư. Chính vì vậy, tác giả sẽ tiếp tục tiến hành kiểm định hiện tượng nội sinh và xác định các biến có khả năng bị nội sinh trong cả hai mô hình, từ đó áp dụng phương pháp ước lượng S.GMM nhằm khắc phục hiện tượng này này và đảm bảo tính tin cậy cho kết quả nghiên cứu.

Bảng 4.12: Kết quả kiểm định biến nội sinh của hai mô hình

Kết quả kiểm định Wu – Hausman được trình bày trong bảng 4.12 cho thấy, trong mô hình với biến phụ thuộc LLPR, có ba biến được xác định là nội sinh, bao gồm: FFO (p-value = 0,0385 < 0,05), CG (p-value = 0,0215 < 0,05) và INFR (p-value = 0,0027 < 0,05). Điều này, dẫn đến vi phạm giả định ngoại sinh của mô hình. Ngược lại, ở mô hình với biến phụ thuộc NPLR, tất cả các biến đều có giá trị p-value lớn hơn 0,05, cho thấy chúng được xem là ngoại sinh, tức không có hiện tượng nội sinh trong mô hình. Luận văn: KQNC Tác động đến rủi ro tín dụng của các ngân hàng.

Kết quả này khẳng định rằng để đảm bảo tính chính xác và hiệu quả trong ước lượng, mô hình LLPR cần được xử lý hiện tượng nội sinh bằng phương pháp S.GMM (System Generalized Method of Moments), nhằm loại bỏ sự sai lệch trong ước lượng và đảm bảo độ tin cậy của kết quả phân tích. Trong khi đó, mô hình NPLR sẽ đưa vào phần thảo luận do không phát hiện hiện tượng nội sinh.

Bảng 4.13: Kết quả hồi quy theo phương pháp GMM của mô hình LLPR

Kết quả hồi quy theo phương pháp S.GMM được trình bày trong Bảng 4.13 cho thấy, biến phụ thuộc LLPR chịu tác động đáng kể từ nhiều biến giải thích. Đối với các biến cấu trúc sở hữu, GO (sở hữu nhà nước), FO (sở hữu nước ngoài) và FFO (độ phân tán sở hữu nước ngoài) đều có ý nghĩa thống kê ở mức 5%. Trong đó, GO và FFO có tác động cùng chiều đến LLPR. Ngược lại, FO có tác động ngược chiều đến LLPR, biến SIZE mang hệ số âm và có ý nghĩa ở mức 5%, phản ánh rằng quy mô ngân hàng càng lớn thì tỷ lệ trích lập dự phòng rủi ro tín dụng càng thấp, do các ngân hàng lớn có khả năng phân tán rủi ro tốt hơn. Trong khi đó, biến CG, FLR và INFR không có mức ý nghĩa thống kê, cho thấy tác động của chúng đến LLPR chưa rõ rệt. Còn đối với các biến vĩ mô, GDPG có hệ số âm (-0,1624383) và có ý nghĩa thống kê ở mức 1%, cho thấy tăng trưởng kinh tế có tác động ngược chiều đến LLPR. Các kiểm định đi kèm với mô hình S.GMM cho thấy kết quả ước lượng là tin cậy: kiểm định Hansen (p-value = 0,793) và Sargan (p-value = 0,545) đều lớn hơn 0,05, khẳng định công cụ là phù hợp và không lạm dụng công cụ. Đồng thời, kiểm định Arellano-Bond AR(2) (p-value = 0,202 > 0,05) cho thấy mô hình không gặp phải hiện tượng tự tương quan bậc hai. Ngoài ra, giá trị Prob > chi2 = 0,000 cũng chứng minh rằng mô hình S.GMM là phù hợp và có ý nghĩa thống kê tổng thể.

4.8. Thảo luận kết quả nghiên cứu Luận văn: KQNC Tác động đến rủi ro tín dụng của các ngân hàng.

Thông qua việc xử lý dữ liệu trên STATA 17, nghiên cứu đã chỉ ra rằng yếu tố cấu trúc sở hữu có sự chi phối đến mức độ Rủi ro tín dụng của các Ngân hàng thương mại Việt Nam. Tác động này được làm rõ thông qua hai mô hình nghiên cứu được trình bày sau đây:

LLPRi,t = 0,0677603 + 0,0128076GOi,t – 0,0634412FOi,t + 0,0744659FFOi,t – 0,0027656SIZEi,t – 0,0032533CGi,t – 0,0003742FLRi,t – 0,0084433INFRt – 0,1624383GDPGt + εi,t (1)
NPLRi,t = – 0,0021996 – 0,0021996GOi,t – 0,0166222FOi,t + 0,041494FFOi,t – 0,0017076SIZEi,t – 0,0087475CGi,t + 0,0000226FLRi,t + 0,0161601INFRt + 0,0368936GDPGt + εi,t (2)

4.8.1. Thảo luận về các biến thể hiện cho cơ cấu sở hữu

Tác động của cơ cấu sở hữu Nhà nước (GO)

Kết quả nghiên cứu chỉ ra rằng sở hữu Nhà nước ảnh hưởng (GO) đến Rủi ro tín dụng có sự khác biệt đáng kể khi đo lường Rủi ro tín dụng bằng hai biến đại diện là NPLR và LLPR. Trong mô hình FGLS với biến phụ thuộc NPLR, hệ số của GO mang dấu âm nhưng không đạt mức ý nghĩa thống kê, do đó nghiên cứu không xem xét tác động của GO đến Rủi ro tín dụng khi được đo lường bằng NPLR. Tuy nhiên, khi sử dụng biến LLPR để đo lường Rủi ro tín dụng trong mô hình GMM, kết quả lại cho thấy hệ số GO mang dấu dương và có mức ý nghĩa thống kê là 5%. Điều này phù hợp với các nghiên cứu của Phạm Thị Bích Duyên (2021); Liu và cộng sự (2020); Lu và cộng sự (2018); Phạm Quốc Việt và Nguyễn Dân An (2020); Dương Trọng Đoàn (2021); Sarker và cộng sự (2017); Chou và cộng sự (2011); Elbannan (2015); El-Masry và cộng sự (2016); Haque và cộng sự (2016); Lassoued và cộng sự (2016); Liu và cộng sự (2020); Oliver và cộng sự (2014); Dong và cộng sự (2014); Faccio và cộng sự (2006). Luận văn: KQNC Tác động đến rủi ro tín dụng của các ngân hàng.

Các ngân hàng thuộc sở hữu Nhà nước thường phải trích lập dự phòng rủi ro tín dụng ở mức cao nhằm tạo bộ đệm tài chính để bảo vệ ngân hàng trước những biến động bất định. Tuy nhiên, việc tăng cường trích lập dự phòng lại làm gia tăng chi phí hoạt động, qua đó làm giảm lợi nhuận và hiệu quả kinh doanh. Dưới góc độ kinh tế học, việc này tạo ra đánh đổi (trade-off) giữa mục tiêu an toàn và mục tiêu hiệu quả. Sở hữu Nhà nước có thể làm gia tăng Rủi ro tín dụng bởi các ngân hàng trong khối này không chỉ theo đuổi lợi ích cổ đông mà còn gánh vác các mục tiêu xã hội – chính trị, dẫn đến hiện tượng “hạn chế ràng buộc ngân sách” (soft budget constraint). Trong bối cảnh này, quyết định tín dụng nhiều khi không dựa hoàn toàn trên cơ sở lợi nhuận và mức độ rủi ro, mà bị chi phối bởi định hướng chính sách, như hỗ trợ tài chính cho doanh nghiệp thuộc sở hữu Nhà nước hay tài trợ cho các dự án công mang tính xã hội. Khi đó dễ dẫn tới sự phân bổ nguồn vốn kém hiệu quả, khi tín dụng được phân bổ cho các khoản vay có rủi ro cao nhưng khả năng sinh lời thấp, làm suy giảm chất lượng tài sản. Thêm vào đó, sự hậu thuẫn tài chính và cơ chế bảo hộ từ phía Nhà nước tạo ra “hiệu ứng bảo đảm ngầm” (implicit guarantee), khiến các ngân hàng này hình thành tâm lý “quá lớn để sụp đổ” (too big to fail). Hệ quả là động lực kiểm soát rủi ro nội bộ suy giảm, khuyến khích hành vi chấp nhận rủi ro cao hơn mức tối ưu. Như vậy, sự tham gia của Nhà nước trong cơ cấu sở hữu, dù góp phần bảo đảm ổn định hệ thống, nhưng cũng có thể tạo ra sai lệch trong cơ chế khuyến khích (incentive distortion), từ đó làm tăng khả năng phát sinh Rủi ro tín dụng trong dài hạn so với các ngân hàng tư nhân.

Hình 4.2: Tỷ lệ nợ xấu các ngân hàng thương mại sở hữu Nhà nước so với toàn hệ thống trong khoảng thời gian 2015 – 2024

Tác động của cơ cấu sở hữu nước ngoài (FO)

Kết quả cho thấy sở hữu nước ngoài (FO) có tác động tiêu cực và có ý nghĩa thống kê. Cụ thể, trong mô hình S.GMM với biến phụ thuộc là LLPR, hệ số FO mang dấu âm (-0,0051) ở mức ý nghĩa 5%, cho thấy tỷ lệ sở hữu nước ngoài cao giúp giảm chi phí dự phòng rủi ro tín dụng. Tương tự, với biến NPLR trong mô hình FGLS, hệ số FO tiếp tục âm (-0,0166) và có ý nghĩa 1%, phản ánh vai trò tích cực của nhà đầu tư nước ngoài trong việc giảm tỷ lệ nợ xấu. Điều này phù hợp với các nghiên cứu của Lassoued và cộng sự (2016); ElBannan (2015); Boudriga và cộng sựu (2009); Ehsan và cộng sự (2018); Yuan và cộng sự (2022), khẳng định sở hữu nước ngoài góp phần nâng cao tính minh bạch và quản trị Rủi ro tín dụng tại các Ngân hàng thương mại Việt Nam, dù vẫn có những bằng chứng trái chiều trong một số nghiên cứu khác.

Các ngân hàng có tỷ lệ sở hữu nước ngoài cao có mức Rủi ro tín dụng thấp hơn, thể hiện qua cả NPLR và LLPR. Về mặt kinh tế học, điều này có thể lý giải bởi áp lực từ cổ đông ngoại buộc ban lãnh đạo ngân hàng phải tuân thủ các chuẩn mực quản trị trong nước và quốc tế, nâng cao minh bạch thông tin và áp dụng các công cụ quản lý rủi ro hiện đại. Sự hiện diện của nhà đầu tư nước ngoài làm giảm nguồn tín dụng kém chất lượng và tăng cường kỷ luật thị trường, nhờ đó hạn chế phát sinh nợ xấu và giảm nhu cầu trích lập dự phòng. Cơ chế tác động kép trên vừa trực tiếp nâng cao chất lượng tài sản, vừa gián tiếp giúp ngân hàng tiết kiệm chi phí, cải thiện lợi nhuận và hiệu quả hoạt động kinh doanh. Tuy nhiên, trong bối cảnh bất cân xứng thông tin và môi trường pháp lý chưa hoàn thiện, việc phụ thuộc quá nhiều vào chiến lược quản trị rủi ro quốc tế có thể làm giảm tính linh hoạt của ngân hàng, đặc biệt khi đối diện với cú sốc đặc thù của thị trường nội địa. Nhìn chung, sở hữu nước ngoài đóng vai trò quan trọng trong việc thúc đẩy quản trị minh bạch, tăng cường an toàn và hỗ trợ sự phát triển bền vững của hệ thống ngân hàng Việt Nam trong tiến trình hội nhập. Luận văn: KQNC Tác động đến rủi ro tín dụng của các ngân hàng.

Tác động của biến động cơ cấu sở hữu nước ngoài (FFO)

Tỷ lệ nợ xấu (NPLR) được dùng để đo lường Rủi ro tín dụng trong mô hình FGLS, hệ số FFO mang dấu dương và có ý nghĩa thống kê, phản ánh rằng sự biến động quá lớn trong tỷ lệ sở hữu nước ngoài có thể làm gia tăng Rủi ro tín dụng. Điều này có thể được lý giải bởi việc thay đổi cổ đông ngoại thường đi kèm với sự điều chỉnh trong chiến lược kinh doanh, cơ chế quản trị và định hướng ngân hàng. Trong ngắn hạn, những sự thay đổi này có thể tạo ra sự bất ổn, ảnh hưởng đến chính sách quản trị rủi ro, từ đó dẫn đến khả năng chất lượng tín dụng bị suy giảm. Tương tự, trong mô hình S.GMM với biến phụ thuộc là dự phòng rủi ro tín dụng (LLPR), kết quả chỉ ra FFO mang dấu dương và có ý nghĩa thống kê, gợi ý rằng sự biến động trong sở hữu nước ngoài thúc đẩy các ngân hàng phải gia tăng mức trích lập dự phòng để bù đắp cho các rủi ro tiềm ẩn trong danh mục cho vay. Dưới góc độ kinh tế học, việc tăng trích lập dự phòng cho thấy ngân hàng chủ động hơn trong việc xây dựng bộ đệm an toàn tài chính, song đồng thời cũng làm gia tăng chi phí hoạt động và làm giảm lợi nhuận. Cơ chế tác động có thể được giải thích qua hai khía cạnh.

Thứ nhất, sự thay đổi liên tục trong tỷ lệ sở hữu nước ngoài có thể tạo ra “tín hiệu bất ổn” (instability signal), khiến ban điều hành phải thận trọng hơn, dẫn đến xu hướng gia tăng dự phòng để phòng ngừa rủi ro.

Thứ hai, trong khi thị trường tài chính ở Việt Nam vẫn thiếu minh bạch và đối mặt với nhiều biến động vĩ mô, việc điều chỉnh chiến lược tín dụng do thay đổi cơ cấu cổ đông ngoại có thể làm phát sinh rủi ro lựa chọn sai lệch (adverse selection) hoặc rủi ro đạo đức (moral hazard) trong hoạt động cấp tín dụng, từ đó làm suy giảm chất lượng tài sản.

Có thể thấy, để tận dụng được lợi ích của sở hữu nước ngoài, các ngân hàng Việt Nam cần hướng tới việc thu hút nhà đầu tư chiến lược ổn định, thay vì để cơ cấu cổ đông ngoại biến động thường xuyên, nhằm đảm bảo sự nhất quán trong quản trị và định hướng phát triển dài hạn. Luận văn: KQNC Tác động đến rủi ro tín dụng của các ngân hàng.

Tác động của các biến cơ cấu sở hữu đến tỷ lệ trích lập dự phòng rủi ro tín dụng (LLPR) và tỷ lệ nợ xấu (NPLR) lập luận theo các cơ sở lý thuyết về cấu trúc sở hữu.

Tỷ lệ trích lập dự phòng rủi ro tín dụng (LLPR)

Nhìn chung, kết quả với biến LLPR cho thấy ba biến sở hữu chính (GO – tỷ lệ sở hữu nhà nước, FO – tỷ lệ sở hữu nước ngoài và FFO – biến động tỷ lệ sở hữu nước ngoài) có ảnh hưởng đáng kể đến LLPR. Theo góc nhìn của lý thuyết đại diện của Jensen và cộng sự (1976), sở hữu nhà nước (GO) có tác động dương đến LLPR cho thấy khi Nhà nước nắm giữ tỷ lệ cao, mục tiêu chính trị – xã hội hoặc động cơ ổn định hệ thống có thể khiến nhà quản lý gia tăng trích lập dự phòng nhằm tạo vùng đệm an toàn, đồng thời phản ánh khả năng phát sinh chi phí đại diện do cơ chế giám sát chưa hoàn toàn theo nguyên tắc thị trường. Ngược lại, sở hữu nước ngoài (FO) tác động âm đến LLPR hàm ý vai trò giám sát hiệu quả của nhà đầu tư nước ngoài, giúp hạn chế hành vi điều chỉnh lợi nhuận. Tuy nhiên, biến động sở hữu nước ngoài (FFO) có tác động dương cho thấy khi cấu trúc sở hữu thay đổi, sự giám sát có thể chưa ổn định, tạo khoảng trống cho nhà quản lý gia tăng điều chỉnh dự phòng.

Dưới góc độ lý thuyết quản lý (Donaldson và cộng sự, 1991), FO âm phản ánh xu hướng minh bạch và định hướng hiệu quả dài hạn khi có sự tham gia của nhà đầu tư nước ngoài, trong khi GO dương có thể được lý giải là hành vi thận trọng nhằm bảo vệ lợi ích hệ thống hơn là vì động cơ cá nhân.

Theo lý thuyết kỳ vọng (Vroom,1964) hành vi của nhà quản lý phụ thuộc vào ba yếu tố: (i) kỳ vọng rằng nỗ lực sẽ tạo ra kết quả (expectancy), (ii) niềm tin rằng kết quả đó dẫn đến phần thưởng (instrumentality), và (iii) mức độ hấp dẫn của phần thưởng (valence). Áp dụng vào mô hình, tác động dương của GO (sở hữu nhà nước) đến LLPR có thể phản ánh việc nhà quản lý kỳ vọng rằng việc gia tăng trích lập dự phòng sẽ giúp đạt được mục tiêu ổn định hệ thống, duy trì vị thế hoặc đáp ứng yêu cầu từ chủ sở hữu Nhà nước, qua đó đảm bảo lợi ích đạt được. Đối với FO (sở hữu nước ngoài) có hệ số âm, sự tham gia của nhà đầu tư nước ngoài làm tăng xác suất bị giám sát và phát hiện hành vi điều chỉnh lợi nhuận, từ đó làm giảm “instrumentality” – tức là giảm niềm tin rằng thao túng LLPR sẽ mang lại lợi ích ròng. Trong khi đó, FFO (biến động sở hữu nước ngoài) có tác động dương cho thấy khi cơ cấu sở hữu thay đổi, mức độ giám sát có thể chưa ổn định, làm gia tăng kỳ vọng rằng việc điều chỉnh LLPR có thể đạt được lợi ích mà không bị phát hiện. Như vậy, dưới góc nhìn lý thuyết kỳ vọng, cấu trúc và tính ổn định của sở hữu ảnh hưởng trực tiếp đến cách nhà quản lý cân nhắc giữa lợi ích kỳ vọng và chi phí rủi ro khi quyết định mức trích lập dự phòng. Luận văn: KQNC Tác động đến rủi ro tín dụng của các ngân hàng.

Tỷ lệ nợ xấu (NPLR)

Với kết quả tác động đối với biến tỷ lệ nợ xấu (NPLR), theo lý thuyết đại diện (Jensen và cộng sự, 1976) tác động âm của GO và FO đến NPLR cho thấy khi mức độ tập trung sở hữu cao hơn, đặc biệt là từ Nhà nước hoặc nhà đầu tư nước ngoài, cơ chế giám sát được tăng cường, qua đó hạn chế hành vi chấp nhận rủi ro tín dụng quá mức của nhà quản lý và làm giảm nợ xấu. Ngược lại, FFO có tác động dương, hàm ý rằng sự thay đổi trong cấu trúc sở hữu làm suy giảm tính ổn định trong kiểm soát, tạo khoảng trống cho rủi ro gia tăng.

Dưới góc độ lý thuyết quản lý (Donaldson và cộng sự, 1991), nhà quản lý được xem là “người quản gia” hành động vì lợi ích dài hạn của tổ chức thay vì tối đa hóa lợi ích cá nhân. Do đó, cấu trúc sở hữu ổn định sẽ củng cố định hướng quản trị thận trọng và kiểm soát rủi ro hiệu quả. Cụ thể, GO có tác động âm đến NPLR có thể được lý giải rằng khi Nhà nước nắm giữ tỷ lệ cao, mục tiêu ưu tiên là ổn định hệ thống tài chính và an toàn ngân hàng, từ đó thúc đẩy nhà quản lý theo đuổi chính sách tín dụng thận trọng, kiểm soát chất lượng tài sản và hạn chế nợ xấu. Trong trường hợp này, nhà quản lý hành xử phù hợp với lợi ích dài hạn của tổ chức và nền kinh tế. Đối với FO, tác động âm cho thấy sự tham gia của nhà đầu tư nước ngoài thường đi kèm với kinh nghiệm quản trị, công nghệ quản lý rủi ro và chuẩn mực quốc tế cao hơn. Điều này tạo môi trường khuyến khích nhà quản lý tập trung vào hiệu quả bền vững thay vì tăng trưởng tín dụng ngắn hạn, qua đó làm giảm NPLR. Trong khi FFO dương cho thấy sự biến động quyền sở hữu có thể làm giảm tính nhất quán trong mục tiêu quản trị.

Theo lý thuyết kỳ vọng, khi FO hoặc GO cao, xác suất giám sát tăng làm giảm lợi ích kỳ vọng từ hành vi rủi ro từ đó làm giảm nợ xấu. Ngược lại, khi FFO biến động mạnh, tính bất định trong giám sát có thể làm gia tăng động cơ chấp nhận rủi ro, dẫn đến NPLR tăng.

4.8.2. Thảo luận về các biến kiểm soát nội bộ và vĩ mô Luận văn: KQNC Tác động đến rủi ro tín dụng của các ngân hàng.

Tác động của quy mô ngân hàng (SIZE)

Kết quả nghiên cứu chỉ ra rằng tác động của quy mô ngân hàng (SIZE) đến Rủi ro tín dụng thể hiện sự nhất quán trong cả hai mô hình. Trong mô hình FGLS với biến phụ thuộc NPLR, hệ số của SIZE mang dấu âm và có ý nghĩa thống kê. Tương tự, trong mô hình S.GMM với biến phụ thuộc LLPR, hệ số của SIZE cũng mang dấu âm và có mức ý nghĩa thống kê. Kết quả này trùng với các nghiên cứu Liu và cộng sự (2020); Pratiwi (2023).

Về mặt kinh tế học, điều này có thể lý giải bởi các ngân hàng lớn thường có lợi thế về đa dạng hóa danh mục tín dụng, có năng lực thẩm định khách hàng cao hơn, và cơ hội tiếp cận các nguồn lực tài chính cũng như hiện đại hóa cách thức quản lý rủi ro. Quy mô lớn cũng đồng nghĩa với việc ngân hàng có sức mạnh về thương hiệu, uy tín trong thị trường, từ đó chất lượng tín dụng tốt hơn và giảm thiểu rủi ro trong danh mục cho vay. Đồng thời, ngân hàng có quy mô tài sản cao thường phải bị giám sát kỹ lưỡng hơn từ Ngân hàng nhà nước từ đó tạo ra áp lực tuân thủ các chuẩn mực quản trị rủi ro.

Tóm lại, kết quả thực nghiệm khẳng định rằng sự gia tăng quy mô ngân hàng góp phần giảm Rủi ro tín dụng, thể hiện qua cả NPLR và LLPR. Tuy nhiên, việc quản trị tăng trưởng quy mô một cách hợp lý vẫn là yếu tố then chốt để đảm bảo tính bền vững và hạn chế rủi ro trong dài hạn.

Tác động của tốc độ tăng trưởng tín dụng (CG)

Kết quả nghiên cứu chỉ ra rằng tác động của tăng trưởng tín dụng (CG) đến Rủi ro tín dụng có tính nhất quán và rõ rệt trong cả hai mô hình. Cụ thể, trong mô hình FGLS với biến phụ thuộc NPLR, hệ số của CG mang dấu dương và có ý nghĩa thống kê. Tương tự, trong mô hình S.GMM với biến phụ thuộc LLPR, hệ số của CG cũng dương và có mức ý nghĩa thống kê. Kết quả này trùng với các nghiên cứu quốc tế như Foos và cộng sự (2010); Thiagarajan và cộng sự (2011). Mối quan hệ này được giải thích bởi ba khía cạnh như sau: Luận văn: KQNC Tác động đến rủi ro tín dụng của các ngân hàng.

Thứ nhất, khi ngân hàng thúc đẩy tăng trưởng tín dụng mạnh trong bối cảnh cạnh tranh cao, quy trình thẩm định và giám sát khách hàng thường bị nới lỏng hoặc không kiểm soát chặt chẽ, dẫn đến việc phân bổ vốn kém hiệu quả và gia tăng khả năng xuất hiện các khoản vay rủi ro.

Thứ hai, tốc độ tăng trưởng tín dụng tăng cao thường gắn liền với việc mở rộng sang các phân khúc khách hàng mới hoặc lĩnh vực có độ rủi ro cao, khiến chất lượng tín dụng giảm sút.

Thứ ba, từ góc độ vĩ mô, tăng trưởng tín dụng nóng có thể làm hình thành bong bóng tài sản trong bất động sản hoặc chứng khoán. Khi bong bóng vỡ, năng lực trả nợ của khách hàng suy giảm mạnh, kéo theo tỷ lệ nợ xấu gia tăng. Ngoài ra, về mặt quản trị ngân hàng, việc duy trì tốc độ tăng trưởng tín dụng cao thường buộc ngân hàng phải chấp nhận mức độ rủi ro lớn hơn (trade-off) , từ đó làm gia tăng gánh nặng trích lập dự phòng và ảnh hưởng tiêu cực đến lợi nhuận dài hạn.

Tóm lại, tăng trưởng tín dụng cao có tác động làm gia tăng Rủi ro tín dụng, thể hiện đồng thời qua hai chỉ tiêu NPLR và LLPR.

Tác động của tỷ lệ sử dụng đòn bẩy tài chính (FLR)

Kết quả nghiên cứu chỉ ra rằng tỷ lệ sử dụng đòn bẩy tài chính (FLR) không có mức ý nghĩa thống kê trong cả hai mô hình nghiên cứu, nên chưa thể khẳng định được mối quan hệ rõ ràng giữa FLR và Rủi ro tín dụng. Trong mô hình FGLS với biến phụ thuộc là NPLR, hệ số của FLR mang dấu âm nhưng không đạt mức ý nghĩa. Tương tự, trong mô hình S.GMM với biến phụ thuộc LLPR, hệ số cũng âm và không có mức ý nghĩa thống kê. Bởi vì trong bối cảnh nghiên cứu và với dữ liệu được sử dụng, chưa có bằng chứng thực nghiệm để chứng minh rằng FLR ảnh hưởng trực tiếp tới chất lượng tín dụng hay tỷ lệ trích lập dự phòng Rủi ro tín dụng của ngân hàng. Tuy nhiên, nhiều nghiên cứu trước đây, chẳng hạn như Delis và cộng sự (2011); Locke và cộng sự (2015); Boateng (2015) lại cho rằng đòn bẩy tài chính tác động tích cực đến Rủi ro tín dụng thông qua việc làm thay đổi cấu trúc vốn, làm tăng khả năng xảy ra tổn thất và mức độ rủi ro chấp nhận của ngân hàng. Việc kết quả nghiên cứu này không tìm thấy mối quan hệ có ý nghĩa thống kê giữa FLR và Rủi ro tín dụng có thể xuất phát từ đặc thù mẫu dữ liệu, giai đoạn nghiên cứu, hoặc các yếu tố trung gian mà mô hình chưa xem xét. Luận văn: KQNC Tác động đến rủi ro tín dụng của các ngân hàng.

Tác động của tỷ lệ lạm phát (INFR)

Kết quả nghiên cứu chỉ ra rằng tỷ lệ lạm phát (INFR) có hệ số mang dấu âm trong cả hai mô hình, với biến phụ thuộc NPLR trong mô hình FGLS và LLPR trong mô hình S.GMM. Tuy nhiên, các hệ số này đều không có mức ý nghĩa thống kê, phản ánh rằng nghiên cứu chưa tìm thấy mối quan hệ giữa lạm phát và Rủi ro tín dụng của ngân hàng. Thế nên, tác giả không đi sâu bàn luận về biến này, bởi bản thân kết quả chưa đủ cơ sở để khẳng định tác động.

Tác động của tốc độ tăng trưởng tổng sản phẩm quốc nội (GDPG)

Kết quả nghiên cứu chỉ ra rằng tốc độ tăng trưởng tổng sản phẩm quốc nội (GDPG) có tác động khác biệt đến Rủi ro tín dụng khi đo lường qua hai biến NPLR và LLPR. Trong mô hình FGLS với biến phụ thuộc NPLR, hệ số của GDPG mang dấu âm nhưng không có mức ý nghĩa thống kê, hàm ý rằng chưa có đủ bằng chứng để khẳng định mối quan hệ trực tiếp giữa tăng trưởng kinh tế và tỷ lệ nợ xấu. Ngược lại, trong mô hình S.GMM với biến phụ thuộc LLPR, hệ số của GDPG mang dấu âm và có ý nghĩa thống kê, phản ánh rằng tăng trưởng kinh tế cao giúp giảm tỷ lệ trích lập dự phòng Rủi ro tín dụng của các ngân hàng. Khi nền kinh tế tăng trưởng thuận lợi, thu nhập của doanh nghiệp và hộ gia đình được cải thiện, khả năng trả nợ tăng lên, qua đó làm giảm nhu cầu phải gia tăng dự phòng rủi ro. Kết quả này trùng với các nghiên cứu quốc tế như Laeven và cộng sự (2002); Klein (2013); Das và cộng sự (2007); Salas và cộng sự (2002); Jimenez và cộng sự (2006).

Hơn nữa, Rủi ro tín dụng có tính chu kỳ và thường biến động ngược chiều với tăng trưởng kinh tế. Tuy nhiên, sự khác biệt giữa hai thước đo Rủi ro tín dụng có thể xuất phát từ bản chất đo lường: trong khi NPLR phản ánh nợ xấu hiện hữu – vốn có độ trễ nhất định so với diễn biến kinh tế vĩ mô – thì LLPR mang tính dự báo và phản ánh ngay kỳ vọng của ngân hàng về rủi ro trong tương lai. Vì vậy, GDPG có thể chưa thể hiện ngay trong tỷ lệ nợ xấu, nhưng lại tác động trực tiếp đến mức độ dự phòng rủi ro mà ngân hàng phải trích lập. Luận văn: KQNC Tác động đến rủi ro tín dụng của các ngân hàng.

Tóm lại, nghiên cứu cho thấy tốc độ tăng trưởng kinh tế có vai trò quan trọng trong việc giảm thiểu Rủi ro tín dụng.

4.9. Kết quả kiểm định các giả thuyết đặt ra cho nghiên cứu

Để hệ thống lại các kết quả nghiên cứu và đối chiếu với những giả thuyết đã đặt ra, tác giả tiến hành tổng hợp kết quả theo cả hai mô hình với biến phụ thuộc LLPR và NPLR.

Bảng 4.14: Kết quả kiểm định các giả thuyết đặt ra cho nghiên cứu

TÓM TẮT CHƯƠNG 4

Trong chương 4, tác giả đã tập trung phân tích tác động của cấu trúc sở hữu cùng các biến kiểm soát đến Rủi ro tín dụng tại các Ngân hàng thương mại Việt Nam giai đoạn 2015-2024. Kết quả nghiên cứu chỉ ra rằng sở hữu Nhà nước ảnh hưởng (GO), sở hữu nước ngoài (FO) khá đồng nhất ở cả hai thước đo Rủi ro tín dụng là NPLR và LLPR. Thêm vào đó, tác giả đã tìm ra tác động của biến động sở hữu nước tác động tới Rủi ro tín dụng. Tuy nhiên, sự khác biệt lại thể hiện rõ rệt ở nhóm biến kiểm soát, khi SIZE, CG, FLR, INFR và GDPG cho kết quả không đồng nhất giữa hai mô hình, phản ánh tính phức tạp trong mối quan hệ giữa yếu tố vĩ mô, đặc điểm ngân hàng và Rủi ro tín dụng. Trên cơ sở các phát hiện này, chương tiếp theo sẽ tổng hợp, đưa ra các kết luận chính, đồng thời đề xuất hàm ý quản trị và chính sách nhằm hỗ trợ các Ngân hàng thương mại Việt Nam nâng cao hiệu quả kiểm soát Rủi ro tín dụng trong thời gian tới.

CHƯƠNG 5. KẾT LUẬN VÀ KHUYẾN NGHỊ

Chương 5 sẽ tập trung vào tổng hợp và rút ra những kết luận chính của luận văn dựa trên các kết quả phân tích về tác động của cấu trúc sở hữu đến Rủi ro tín dụng ở chương 4. Tác giả đưa ra một số khuyến nghị để giúp các Ngân hàng thương mại Việt Nam kiểm soát và hạn chế Rủi ro tín dụng. Ngoài ra, luận văn cũng nhấn mạnh những hạn chế hiện có và khuyến khích nghiên cứu tiếp theo phát triển chủ đề trong tương lai.

5.1. Kết luận Luận văn: KQNC Tác động đến rủi ro tín dụng của các ngân hàng.

Đề tài luận văn tốt nghiệp của tác giả tập trung phân tích tác động của cấu trúc sở hữu đến Rủi ro tín dụng tại các Ngân hàng thương mại Việt Nam trong giai đoạn 2015–2024. Nghiên cứu sử dụng dữ liệu thứ cấp được thu thập từ 26 ngân hàng thương mại thông qua Báo cáo tài chính hợp nhất đã được kiểm toán và Báo cáo thường niên, đồng thời kết hợp với các biến vĩ mô như tỷ lệ lạm phát và tốc độ tăng trưởng GDP được lấy từ cơ sở dữ liệu của Ngân hàng Thế giới (World Bank). Toàn bộ dữ liệu được xử lý và khai thác bằng phần mềm Fiinpro X để đảm bảo độ tin cậy và sự chính xác. Về phương pháp nghiên cứu, tác giả sử dụng cách tiếp cận định lượng với các mô hình hồi quy dữ liệu bảng gồm Pooled OLS, FEM và REM để xem xét tác động của cấu trúc sở hữu đến Rủi ro tín dụng. Sau khi kiểm định mô hình phù hợp, nghiên cứu tiếp tục áp dụng phương pháp FGLS nhằm khắc phục hiện tượng phương sai sai số thay đổi và tự tương quan, đồng thời sử dụng phương pháp S.GMM để giải quyết vấn đề nội sinh thường gặp trong dữ liệu bảng khi các biến độc lập có khả năng tương quan với sai số. Việc kết hợp FGLS và S.GMM giúp nâng cao độ tin cậy, cải thiện tính chính xác của các ước lượng và tạo nền tảng vững chắc cho kết quả.

Dựa trên các kết quả phân tích ở Chương 4, luận văn đã từng bước làm sáng tỏ và giải đáp đầy đủ ba câu hỏi nghiên cứu được đề ra trong Chương 1 như sau:

Những yếu tố nào trong cấu trúc sở hữu của các Ngân hàng thương mại Việt Nam có tác động đến rủi ro tín dụng? Kết quả phân tích định lượng cho thấy trong số các yếu tố đại diện cho cấu trúc sở hữu, ba thành phần chính có ảnh hưởng đáng kể đến rủi ro tín dụng tại các Ngân hàng thương mại Việt Nam, đó là: (i) sở hữu Nhà nước (GO), (ii) sở hữu nước ngoài (FO) và (iii) biến động sở hữu nước ngoài (FFO). Luận văn: KQNC Tác động đến rủi ro tín dụng của các ngân hàng.

Mức độ và chiều hướng tác động của từng yếu tố cấu trúc sở hữu đến rủi ro tín dụng như thế nào? Kết quả nghiên cứu chỉ ra rằng sở hữu Nhà nước (GO) có tác động dương đến rủi ro tín dụng khi đo lường bằng LLPR và có ý nghĩa thống kê ở mức 5%, nhưng không có ý nghĩa trong mô hình Ngược lại, sở hữu nước ngoài (FO) tác động âm đến rủi ro tín dụng và có ý nghĩa thống kê ở mức 5% cho cả hai thước đo LLPR và NPLR, cho thấy ảnh hưởng tích cực trong việc giảm thiểu rủi ro. Trong khi đó, biến động sở hữu nước ngoài (FFO) lại tác động dương và có ý nghĩa ở mức 1% đối với cả hai thước đo, phản ánh rằng sự thay đổi thường xuyên về tỷ lệ sở hữu nước ngoài có thể làm gia tăng rủi ro tín dụng.

Những khuyến nghị liên quan tới cấu trúc sở hữu nào có thể góp phần kiểm soát và hạn chế rủi ro tín dụng trong hệ thống Ngân hàng thương mại Việt Nam? Tại mục 2, luận văn sẽ đề xuất một số khuyến nghị nhằm hỗ trợ các nhà hoạch định chính sách và nhà quản trị ngân hàng trong việc duy trì cơ cấu sở hữu hợp lý, qua đó góp phần đảm bảo an toàn cho hoạt động tín dụng.

5.2. Khuyến nghị

Từ kết quả phân tích ở chương 4 , tác giả rút ra một số khuyến nghị cho các Ngân hàng thương mại Việt Nam theo từng biến như sau:

5.2.1. Khuyến nghị về cơ cấu sở hữu nhà nước (GO)

Dựa trên kết quả hồi quy S.GMM, tác giả có thể đưa ra một số khuyến nghị nhằm giảm thiểu tác động tích cực của cơ cấu sở hữu nhà nước đến Rủi ro tín dụng của Ngân hàng thương mại Việt Nam như sau:

Thứ nhất, Chính phủ nên hạn chế tình trạng can thiệp vào các quyết định tín dụng, chắc chắn rằng hoạt động tín dụng cần được thực hiện dựa vào tiêu chí lợi nhuận – rủi ro thay vì mục tiêu xã hội – chính trị.

Thứ hai, các ngân hàng có vốn Nhà nước chi phối cần tăng cường cơ chế quản trị rủi ro nội bộ, đặc biệt là tích cực hoàn thành áp dụng các chuẩn mực quốc tế (Basel II, Basel III), nhằm giảm thiểu tác động tiêu cực từ hiện tượng “bảo đảm ngầm” và tư duy “quá lớn để sụp đổ”. Điều này sẽ giúp nâng cao ý thức tự chủ trong hành vi quản lý rủi ro và tăng cường sự minh bạch trong hoạt động tín dụng. Luận văn: KQNC Tác động đến rủi ro tín dụng của các ngân hàng.

Thứ ba, cần có chính sách khuyến khích và lộ trình phù hợp để đa dạng hóa cơ cấu sở hữu, thu hút thêm các nhà đầu tư chiến lược trong và ngoài nước. Sự tham gia của nhà đầu tư tư nhân và nhà đầu tư nước ngoài không chỉ giúp cải thiện năng lực quản trị, mà còn tạo sức ép cạnh tranh lành mạnh, góp phần hạn chế sai lệch trong cơ chế khuyến khích.

Cuối cùng, Nhà nước nên xây dựng cơ chế giám sát độc lập, tập trung vào chất lượng tín dụng và hiệu quả sử dụng vốn, thay vì chỉ chú trọng vào quy mô tín dụng, chẳng hạn cho vay nhiều hơn để hỗ trợ kinh tế tăng trưởng với các lĩnh vực bền vững như sản xuất nông nghiệp xanh, kinh doanh bán lẻ, năng lượng tái tạo, công nghiệp xanh thay vì lĩnh vực bất động sản, chứng khoán hay đầu tư tài chính. Bên cạnh đó khâu xét duyệt hồ sơ vay cũng cần cân nhắc kĩ đến phương án vay vốn của khách hàng cũng như khả năng sinh lời của phương án để thanh toán cho khoản vay thay vì chỉ chú trọng đến tài sản đảm bảo của khoản vay. Qua đó, đảm bảo rằng các khoản tín dụng cấp ra, thậm chí cho các dự án công hoặc DNNN, đều phải đáp ứng các tiêu chuẩn về rủi ro và lợi nhuận hợp lý.

5.2.2. Khuyến nghị về cơ cấu sở hữu nước ngoài (FO)

Dựa trên kết quả hồi quy, tác giả có thể đưa ra một số khuyến nghị nhằm giảm thiểu tác động tiêu cực của cơ cấu sở hữu nước ngoài đến Rủi ro tín dụng của Ngân hàng thương mại Việt Nam như sau:

Thứ nhất, Nhà nước nên xây dựng hoàn thiện và phát triển khung pháp lý về tỷ lệ sở hữu nước ngoài trong các ngân hàng thương mại, sự minh bạch và ổn định lâu dài được đảm bảo. Việc quy định rõ giới hạn và lợi ích của các cổ đông ngoại sẽ giúp thu hút các nhà đầu tư chiến lược có năng lực tài chính và kinh nghiệm quản trị quốc tế.

Thứ hai, các ngân hàng nên chủ động xây dựng chiến lược hợp tác với cổ đông nước ngoài theo hướng tận dụng kiến thức, công nghệ quản trị rủi ro và các chuẩn mực quốc tế như Basel II, Basel III, IFRS. Điều này giúp nâng cao danh mục tín dụng chất lượng, giảm thiểu tối đa có thể tránh phát sinh nợ xấu và tiết kiệm chi phí dự phòng.

Thứ ba, cần có chính sách khuyến khích sự tham gia của nhà đầu tư ngoại trong vai trò quản trị và chuyển giao công nghệ, đặc biệt là công nghệ số, hệ thống quản lý dữ liệu và chấm điểm tín dụng. Sự hỗ trợ này sẽ giúp ngân hàng trong nước nâng cao năng lực phân tích khách hàng, quản lý rủi ro và cạnh tranh hiệu quả hơn trên thị trường.

Cuối cùng, Ngân hàng nhà nước nên giám sát chặt chẽ quá trình tham gia của nhà đầu tư nước ngoài để đảm bảo thích hợp với đặc thù riêng tại thị trường Ngân hàng thương mại Việt Nam, tránh sự phụ thuộc lớn vào chiến lược quản trị từ nước ngoài. Cơ chế giám sát cần tập trung vào chất lượng tín dụng, sự an toàn hệ thống và tính bền vững trong dài hạn.

5.2.3. Khuyến nghị về biến động cơ cấu sở hữu nước ngoài (FFO)

Dựa trên kết quả hồi quy, tác giả có thể đưa ra một số khuyến nghị nhằm giảm thiểu tác động bất lợi của biến động cơ cấu sở hữu nước ngoài đến Rủi ro tín dụng của Ngân hàng thương mại Việt Nam như sau:

Thứ nhất, Ngân hàng nhà nước nên có cách thức quản lý chặt chẽ hơn đối với các giao dịch chuyển nhượng cổ phần giữa các nhà đầu tư nước ngoài, nhằm hạn chế tình trạng thay đổi tỷ lệ sở hữu liên tục gây bất ổn trong cơ cấu cổ đông và định hướng chiến lược của ngân hàng. Luận văn: KQNC Tác động đến rủi ro tín dụng của các ngân hàng.

Thứ hai, các ngân hàng thương mại cần ưu tiên thu hút nhà đầu tư chiến lược dài hạn thay vì cổ đông ngắn hạn. Việc hợp tác với các đối tác có tầm nhìn phát triển bền vững, có năng lực công nghệ và kinh nghiệm quản trị quốc tế sẽ giúp ổn định định hướng tín dụng và giảm thiểu rủi ro phát sinh từ những biến động bất ngờ.

Thứ ba, trong trường hợp bắt buộc phải thay đổi cổ đông ngoại, các ngân hàng nên thiết lập lộ trình chuyển tiếp rõ ràng, bảo đảm quá trình chuyển giao không làm ảnh hưởng tiêu cực đến các chính sách quản trị rủi ro và hoạt động cấp tín dụng.

Cuối cùng, cần có cơ chế giám sát độc lập nhằm theo dõi tác động của biến động cơ cấu sở hữu nước ngoài đến chính sách tín dụng, đặc biệt trong bối cảnh riêng biệt của thị trường tài chính Việt Nam còn chưa đủ minh bạch nhằm sớm phát hiện các rủi ro đạo đức, từ đó có biện pháp điều chỉnh kịp thời.

5.2.4. Khuyến nghị về nhóm biến kiểm soát nội bộ và vĩ mô

Đối với quy mô ngân hàng (SIZE)

Các ngân hàng nên tiếp tục mở rộng quy mô theo hướng bền vững, thông qua tăng vốn điều lệ, đa dạng hóa danh mục tín dụng và đầu tư vào công nghệ quản trị rủi ro. Tuy nhiên, cần kiểm soát tốc độ tăng trưởng hợp lý, tránh “phình to” quá nhanh dẫn đến áp lực quản trị và rủi ro vận hành. Ngân hàng Nhà nước có thể khuyến khích các ngân hàng thương mại sáp nhập, hợp nhất để nâng cao năng lực cạnh tranh và giảm Rủi ro tín dụng toàn hệ thống.

Đối với tốc độ tăng trưởng tín dụng (CG) Luận văn: KQNC Tác động đến rủi ro tín dụng của các ngân hàng.

Ngân hàng cần cân đối giữa mục tiêu lợi nhuận và an toàn tín dụng, tránh chạy theo tăng trưởng nóng. Cần tăng cường thẩm định khách hàng, kiểm tra sau cho vay và phân bổ tín dụng hợp lý theo từng ngành kết hợp với đa dạng hóa danh mục tín dụng. Ngân hàng Nhà nước nên tiếp tục áp dụng hạn mức tín dụng theo từng ngành – room tín dụng, gắn với năng lực quản trị rủi ro, nhằm kiểm soát tăng trưởng tín dụng toàn hệ thống.

Đối với tỷ lệ sử dụng đòn bẩy tài chính (FLR)

Mặc dù kết quả nghiên cứu chưa tìm thấy mối quan hệ có ý nghĩa giữa tỷ lệ sử dụng đòn bẩy tài chính và Rủi ro tín dụng. Các ngân hàng vẫn cần duy trì tỷ lệ cấu trúc vốn hợp lí để tăng tính ổn định trong ngành ngân hàng. Nhà quản lý nên có cơ chế giám sát và cảnh báo sớm đối với các ngân hàng có mức sử dụng đòn bẩy cao, nhằm hạn chế nguy cơ mất an toàn tài chính.

Đối với lạm phát (INFR)

Kết quả nghiên cứu chưa khẳng định tác động của lạm phát nhưng các ngân hàng vẫn cần theo sát diễn biến lạm phát và chính sách tiền tệ, vì biến này có thể ảnh hưởng gián tiếp đến chi phí vốn và năng lực trả nợ của khách hàng. Ngân hàng Nhà nước nên duy trì chính sách tiền tệ ổn định, góp phần tạo môi trường thuận lợi để ngân hàng kiểm soát Rủi ro tín dụng.

Đối với tăng trưởng kinh tế (GDPG)

Trong bối cảnh tăng trưởng kinh tế góp phần giảm trích lập dự phòng, ngân hàng nên tận dụng giai đoạn kinh tế thuận lợi để củng cố năng lực tài chính và cải thiện danh mục tín dụng chất lượng. Đồng thời, cần chủ động xây dựng kịch bản ứng phó khi đến chu kỳ kinh tế suy giảm, đảm bảo bộ đệm dự phòng đủ mạnh để chống chịu rủi ro.

5.3. Hạn chế của đề tài Luận văn: KQNC Tác động đến rủi ro tín dụng của các ngân hàng.

Bên cạnh việc đề tài nghiên cứu đã đưa ra các kết quả khá rõ nét về tác động của cấu trúc sở hữu trong 26 Ngân hàng thương mại Việt Nam đến Rủi ro tín dụng, tác giả vẫn nhận thấy đề tài còn những mặt chưa được hoàn thiện cụ thể như:

Thứ nhất, phạm vi dữ liệu nghiên cứu còn giới hạn. Mặc dù hệ thống Ngân hàng thương mại Việt Nam có quy mô thời gian và không gian lớn nhưng nghiên cứu chỉ tập trung vào các ngân hàng có Báo cáo tài chính công khai và dữ liệu đầy đủ trong giai đoạn 2015–2024. Chính vì vậy, có thể khiến kết quả nghiên cứu chưa phản ánh hết đặc điểm toàn bộ hệ thống, đặc biệt là đối với một số ngân hàng quy mô nhỏ hoặc chưa niêm yết.

Thứ hai, các thước đo Rủi ro tín dụng còn mang tính khái quát. Nghiên cứu chỉ sử dụng hai thước đo chính là tỷ lệ nợ xấu (NPLR) và dự phòng rủi ro tín dụng (LLPR). Trong khi đó, Rủi ro tín dụng còn có thể được đo lường bằng nhiều chỉ tiêu khác được liệt kê ở nội dung chương 2. Việc chưa đa dạng hóa các biến phụ thuộc có thể làm giảm mức độ toàn diện của kết quả nghiên cứu.

Cuối cùng, các yếu tố vĩ mô và môi trường pháp lý chưa được xem xét đầy đủ. Rủi ro tín dụng của ngân hàng chi phối mạnh mẽ bởi kinh tế vĩ mô, chính sách tiền tệ, lãi suất và khung pháp lý. Việc chưa đưa vào nhiều biến kiểm soát vĩ mô có thể khiến kết quả mang tính hạn chế trong việc giải thích biến động thực tế.

5.4. Định hướng các nghiên cứu tiếp theo

Từ những hạn chế đã nêu, tác giả đề xuất một số định hướng nhằm giúp các nghiên cứu tiếp theo có thể khắc phục và hoàn thiện hơn như sau:

Thứ nhất, mở rộng phạm vi dữ liệu. Các nghiên cứu tiếp theo nên khai thác dữ liệu của toàn bộ hệ thống ngân hàng thương mại, bao gồm cả ngân hàng chưa niêm yết, đồng thời kéo dài khoảng thời gian nghiên cứu để bao quát nhiều giai đoạn kinh tế khác nhau. Điều này sẽ giúp phản ánh chính xác hơn tác động của cấu trúc sở hữu đến Rủi ro tín dụng trong dài hạn.

Thứ hai, đa dạng hóa thước đo Rủi ro tín dụng. Ngoài NPLR và LLPR, các nghiên cứu có thể kết hợp thêm những chỉ số khác. Điều này giúp đánh giá Rủi ro tín dụng một cách đa chiều và toàn diện hơn.

Thứ ba, tăng cường các biến kiểm soát vĩ mô và yếu tố thể chế. Việc đưa vào các biến như tốc độ tăng trưởng GDP, lạm phát, chính sách lãi suất hay chất lượng khung pháp lý sẽ giúp mô hình phản ánh đầy đủ hơn bối cảnh tác động.

Cuối cùng, sử dụng các mô hình và phương pháp phân tích hiện đại hơn. Ngoài FGLS và S.GMM, các nghiên cứu sau có thể sử dụng mô hình động phức tạp hơn hoặc ứng dụng học máy (machine learning) để phát hiện những mối quan hệ phi tuyến, qua đó nâng cao giá trị thực tiễn và độ tin cậy của kết quả.

TÓM TẮT CHƯƠNG 5

Chương 5 tổng hợp kết quả nghiên cứu về tác động của cấu trúc sở hữu đến Rủi ro tín dụng tại 26 Ngân hàng thương mại Việt Nam giai đoạn 2015–2024. Kết quả chỉ ra sở hữu Nhà nước làm gia tăng Rủi ro tín dụng, sở hữu nước ngoài giúp giảm rủi ro, trong khi biến động sở hữu nước ngoài lại làm rủi ro tăng lên. Từ đó, luận văn đề xuất các khuyến nghị nhằm hỗ trợ ngân hàng duy trì cơ cấu sở hữu hợp lý, nâng cao quản trị rủi ro và đảm bảo an toàn tín dụng. Bên cạnh đó, nghiên cứu thừa nhận còn một số hạn chế về phạm vi dữ liệu, thước đo và biến kiểm soát, đồng thời định hướng các nghiên cứu sau mở rộng dữ liệu, đa dạng hóa phương pháp và bổ sung yếu tố vĩ mô để nâng cao giá trị thực tiễn. Luận văn: KQNC Tác động đến rủi ro tín dụng của các ngân hàng.

XEM THÊM NỘI DUNG TIẾP THEO TẠI ĐÂY:

===>>> Luận văn: Tác động đến rủi ro tín dụng của các ngân hàng

Dịch Vụ Viết Luận Văn 24/7 Chuyên cung cấp dịch vụ làm luận văn thạc sĩ, báo cáo tốt nghiệp, khóa luận tốt nghiệp, chuyên đề tốt nghiệp và Làm Tiểu Luận Môn luôn luôn uy tín hàng đầu. Dịch Vụ Viết Luận Văn 24/7 luôn đặt lợi ích của các bạn học viên là ưu tiên hàng đầu. Rất mong được hỗ trợ các bạn học viên khi làm bài tốt nghiệp. Hãy liên hệ ngay Dịch Vụ Viết Luận Văn qua Website: https://hotrovietluanvan.com/ – Hoặc Gmail: hotrovietluanvan24@gmail.com

Post Views: 18