TẠP CHÍ KHOA HỌC TRƯỜNG ĐẠI HỌC MỞ TP.HCM – SỐ 4 (37) 2014
37
YẾU TỐ QUYẾT ĐỊNH TỶ LỆ AN TOÀN VỐN:
BẰNG CHỨNG THỰC NGHIỆM TỪ HỆ THỐNG
NGÂN HÀNG THƯƠNG MẠI VIỆT NAM
Ngày nhận bài: 12/04/2014
Ngày nhận lại: 15/06/2014
Ngày duyệt đăng: 07/07/2014
Võ Hồng Đức1
Nguyễn Minh Vương2
Đỗ Thành Trung3
TÓM TẮT
Nghiên cứu này được tiến hành nhằm mục đích xác định và lượng hóa tác động của các
nhân tố tiêu biểu đến tỷ lệ an toàn vốn của các Ngân hàng Thương Mại (NHTM) tại Việt Nam.
Nghiên cứu sử dụng kỹ thuật hồi quy bảng (Panel Regression) để phân tích các yếu tố ảnh
hưởng đến tỷ lệ an toàn vốn (CAR) của 28 NHTM Việt Nam trong giai đoạn 2007 đến 2012. Kết
quả nghiên cứu chỉ ra rằng gia tăng tỷ lệ tài sản có khả năng thanh khoản (LIQ) và tỷ lệ dự
phòng rủi ro tín dụng (LLR) có tác động tích cực đến tỷ lệ an toàn vốn. Trong khi đó, quy mô
Ngân hàng (SIZE), và tỷ lệ huy động vốn (DEP), tỷ suất lợi nhuận trên vốn chủ sở hữu (ROE) có
tác động tiêu cực đến tỷ lệ an toàn vốn. Nghiên cứu này chưa tìm thấy được bằng chứng định
lượng từ tác động của hệ số đòn bẩy (LEV) và tỷ lệ cho vay (LOA) đến tỷ lệ an toàn vốn.
Từ khóa: Tỷ lệ an toàn vốn, Basel, FGLS, Ngân hàng Thương Mại, Việt Nam.
ABSTRACT
This empirical study is conducted to define and quantify the effects of factors on the capital
adequacy ratio (CAR) of Vietnam’s commercial banks. The study employs the FGLS technique
on panel data for 28 commercial banks in Vietnam for the period from 2007 to 2012. Key
findings from this study indicate that liquid assets (LIQ), loan loss reserves (LLR) are positively
related to banks’ capital adequacy ratio. In addition, Bank size (SIZE), deposit ratio (DEP),
return on equity (ROE) negatively affect banks’ capital adequacy ratio. This study fails to
provide empirical evidence to support a relationship between leverage (LEV), loan ratio (LOA)
and banks’ capital adequacy ratio.
Keywords: Capital adequacy ratio; Basel; FGLS; Commercial banks, Vietnam.
TS, Ủy ban Quản lý Kinh tế, Perth, Australia; Trường Đại học Mở Tp.HCM. Email: duc.vo@erawa.com.au
Trường Đại học Mở Tp.HCM. Email: vuongnguyen@vietnamairlines.com
3
Trường Đại học Mở TP.HCM. Email: Trungdt.sg@mbbank.com.vn
1
2
38
KINH TẾ
1. Giới thiệu
Tỷ lệ an toàn vốn (CAR - Capital
Adequacy Ratio) được nghiên cứu rất nhiều
trên phạm vi toàn thế giới. Trong những năm
gần đây, việc xác định một tỷ lệ an toàn vốn
hợp lý cho các NHTM nhận được sự quan tâm
của nhiều nhà nghiên cứu của Việt Nam. Tỷ lệ
an toàn vốn là một chỉ tiêu an toàn trong hoạt
động của ngân hàng, được quy định rõ trong
các quy định của các ngân hàng quốc tế (chuẩn
Basel). Ở Việt Nam, tỷ lệ an toàn vốn tối thiểu
là 9%, theo quy định tại Thông tư 13/2010 của
Ngân hàng Nhà nước (NHNH).
Tỷ lệ an toàn vốn được sử dụng như một
chỉ số để ngân hàng và nhà đầu tư nhận biết
mức độ rủi ro của từng ngân hàng. Tỷ lệ này
thường được sử dụng để báo hiệu cho người
gửi tiền trước rủi ro của ngân hàng và cũng
nhằm mục đích tăng tính ổn định cũng như
hiệu quả của hệ thống NHTM. Với tỷ lệ an
toàn vốn này, nhà đầu tư có thể xác định được
khả năng của ngân hàng trong việc thực hiện
thanh toán các khoản nợ có thời hạn và các rủi
ro. Trong thực tế, khi ngân hàng đảm bảo được
tỷ lệ an toàn vốn này, ngân hàng đã có được
khả năng chống lại những cú sốc về tài chính,
vừa tự bảo vệ mình, vừa bảo vệ khách hàng
của ngân hàng mình.
Trong nghiên cứu này, các nhân tố chủ
yếu tác động đến tỷ lệ an toàn vốn của các
ngân hàng thương mại Việt Nam, giai đoạn
2007-2012, sẽ được tập trung nghiên cứu. Trên
cơ sở của các kết quả đạt được từ nghiên cứu,
một số giải pháp về mặt vi mô (dành cho các
Ngân hàng Thương Mại) và vĩ mô (dành cho
Ngân hàng Nhà nước) được đề xuất nhằm góp
phần vào sự phát triển ổn định của Ngân hàng
Thương Mại nói riêng và hệ thống ngân hàng
Việt Nam nói chung.
2. Các nghiên cứu thực nghiệm về tỷ lệ
an toàn vốn
Lý thuyết về tỷ lệ an toàn vốn rất phong
phú và tồn tại nhiều hướng tiếp cận khác nhau.
Chẳng hạn như có rất nhiều nghiên cứu được
thực hiện nhằm tìm hiểu về mối quan hệ giữa
tỷ lệ an toàn vốn với hiệu quả hoạt động và
danh mục đầu tư của ngân hàng; giữa tỷ lệ an
toàn vốn với các tỷ số tài chính và các nhân tố
có liên quan đến hoạt động của ngân hàng;
giữa tỷ lệ an toàn vốn với bảo hiểm các khoản
huy động vốn; giữa tỷ lệ an toàn vốn với sự
sụp đổ và rủi ro của ngân hàng. Trong nghiên
cứu này, các yếu tố ảnh hưởng (bao gồm các
tỷ số tài chính và các chỉ số phi tài chính có
liên quan đến ngân hàng) đến tỷ lệ an toàn vốn
ở các Ngân hàng Thương Mại được quan tâm.
Hahn (1966) phân tích các yếu tố ảnh
hưởng đến tỷ lệ an toàn vốn với 3 nhân tố là
quy mô, mức tăng trưởng và khả năng sinh lời
của các ngân hàng ở Hoa Kỳ giai đoạn 19531962 cả về số lượng và chất lượng của vốn.
Việc phân tích được tiến hành làm hai bước. Ở
bước đầu tiên, tỷ lệ an toàn vốn là biến số phụ
thuộc và các yếu tố như quy mô, mức tăng
trưởng và khả năng sinh lời là các biến độc
lập. Ở bước thứ 2, mô hình được xây dựng
theo hướng ngược lại mô hình ở bước đầu tiên.
Kết quả của nghiên cứu này thể hiện rằng ảnh
hưởng cả về số lượng và chất lượng đều có ý
nghĩa ở hai bước phân tích. Qua nghiên cứu
này, kết luận được rút ra là các thay đổi về vốn
chỉ đơn thuần là thay đổi về vốn chứ không
phải thay đổi trong số dư tiền gửi và tài sản.
Santomero và Watson (1977) cho thấy
rằng việc quá khắt khe về vốn khiến các ngân
hàng giảm cung tín dụng của ngân hàng và kết
quả là hiệu quả đầu tư sẽ giảm. Các tác giả cho
rằng, theo quan điểm xã hội, mức vốn tối ưu
cho hệ thống ngân hàng nên được xác định tại
điểm mà lợi nhuận biên về vốn ngân hàng
(giảm nguy cơ thất bại và giảm sự gián đoạn
của hệ thống thanh toán) bằng chi phí vốn biên
của ngân hàng (chi phí cơ hội cho việc chuyển
mục đích sử dụng vốn). Tuy nhiên, tùy theo
mỗi nước, các quy định không xem xét đến chi
phí xã hội sẽ yêu cầu về vốn nhiều hơn so với
xã hội yêu cầu. Marcus (1983) kết luận rằng sự
giảm sút đáng kể trong tỷ lệ vốn trên tài sản tại
các Ngân hàng Thương Mại Hoa Kỳ trong hai
thập kỷ. Marcus đưa ra giả thuyết rằng sự gia
tăng trong lãi suất danh nghĩa có thể làm giảm
tỷ lệ an toàn vốn.
Jeff (1990) kết luận rằng không có sự
khác biệt trong các tiêu chuẩn về vốn cho ngân
hàng và các tổ chức tài chính. Jeff khẳng định
rằng tỷ lệ an toàn vốn được phản ánh thông qua
quy mô tài sản như một chỉ số đáng tin cậy thể
TẠP CHÍ KHOA HỌC TRƯỜNG ĐẠI HỌC MỞ TP.HCM – SỐ 4 (37) 2014
hiện rằng các ngân hàng được quản lý tốt. Điều
này đã mang lại lợi ích đối với các ngân hàng
mạnh về vốn khi các ngân hàng yếu kém vốn sẽ
phải bán tài sản để huy động thêm nguồn vốn.
Tỷ lệ an toàn vốn vào những năm của thập niên
90 đã trở thành chuẩn mực chính cho các tổ
chức tài chính. Tỷ lệ an toàn vốn được coi như
một công cụ chủ lực cho sự an toàn và lành
mạnh của ngân hàng. Jeff cũng đề cập đến tỷ
suất lợi nhuận trên tài sản là một công cụ chính
của một ngân hàng được quản lý tốt.
Yu (2000) nghiên cứu cấu trúc vốn với
tài sản có khả năng thanh khoản ở Đài Loan
giai đoạn 1986-1996. Tác giả kết luận rằng hệ
số thanh khoản, quy mô ngân hàng và khả
năng sinh lời là các yếu tố chính ảnh hưởng
đến tỷ lệ an toàn vốn. Các ngân hàng lớn có tỷ
lệ an toàn vốn thấp hơn các ngân hàng nhỏ.
Các ngân hàng có lợi nhuận cao thì tỷ lệ an
toàn vốn cao hơn các ngân hàng có lợi nhuận
thấp vì ngân hàng dùng lợi nhuận để tăng vốn.
Đối với các ngân hàng nhỏ thì tỷ lệ vốn chủ sở
hữu trên tài sản có quan hệ cùng chiều với hệ
số thanh khoản, còn các ngân hàng với quy mô
trung bình thì mối quan hệ này là ngược chiều.
Reynolds và các tác giả (2000) đã nghiên
cứu cấu trúc tài chính và hiệu quả hoạt động
của 8 ngân hàng ở các nước Đông Á và Đông
Nam Á từ năm 1987-1997. Các tỷ lệ tài chính
được dùng như các biến độc lập (tỷ lệ an toàn
vốn, thanh khoản, khả năng sinh lợi và chi phí
dự phòng) và các biến cấu trúc (quy mô ngân
hàng, thu nhập ròng, chi phí hành chính và
thời gian). Nhóm nghiên cứu phát hiện rằng
khả năng sinh lời và chi phí dự phòng có mối
quan hệ cùng chiều với quy mô ngân hàng,
trong khi tỷ lệ an toàn vốn ngược chiều với
quy mô ngân hàng. Vì vậy, các ngân hàng nhỏ
có tỷ lệ an toàn vốn cao hơn các ngân hàng
lớn, và lợi nhuận có mối quan hệ mật thiết đối
với tỷ lệ an toàn vốn. Nếu xét về phương diện
quản trị, chi phí hành chính tăng lên cùng với
quy mô ngân hàng, tỷ lệ an toàn vốn tăng dần
theo quy mô ngân hàng.
Rime (2001) nghiên cứu về vốn của các
ngân hàng Thụy Sĩ và hành vi đối với rủi ro.
Rime áp dụng nhiều phương pháp phân tích
với các ràng buộc từ đơn giản đến phức tạp để
xem các ngân hàng Thụy Sĩ tăng tỷ lệ vốn như
39
thế nào. Rime cho rằng các ràng buộc tăng lên
sẽ thay đổi cùng chiều với tỷ lệ vốn. Tuy
nhiên, không có bất kỳ bằng chứng nào thể
hiện rằng các ràng buộc về vốn ảnh hưởng
mạnh đến hành vi chấp nhận rủi ro của các
ngân hàng.
Navapan và Tripe (2003) nghiên cứu
chuyên sâu mối quan hệ giữa tỷ lệ an toàn vốn
và lợi nhuận trên vốn chủ sở hữu của các ngân
hàng ở Úc và New Zealand từ năm 1996 đến
2002. Kết quả thực nghiệm cho thấy có mối
quan hệ ngược chiều giữa tỷ lệ an toàn vốn và
lợi nhuận ở các ngân hàng New Zealand. Còn
ở Úc, mối quan hệ giữa tỷ lệ an toàn vốn và lợi
nhuận trên vốn chủ sở hữu không rõ ràng, có
sự khác biệt lớn giữa các ngân hàng lớn và các
ngân hàng nhỏ.
Thampy (2004) cho rằng các quy định về
vốn có tác động đến mức tăng trưởng các
khoản cho vay bởi vì các khoản cho vay chiếm
tỷ lệ rủi ro cao nhất. Do vậy, ngân hàng muốn
bảo toàn vốn sẽ phải chú tâm đến việc tái cấu
trúc vốn vào các khoản vay ít rủi ro hơn. Xu
thế này sẽ tăng lên mạnh mẽ khi việc bảo toàn
vốn trở thành điều bắt buộc. Tuy nhiên, đối
với các ngân hàng có tỷ lệ an toàn vốn cao thì
các quy định về tỷ lệ an toàn vốn ít có sự ảnh
hưởng lên mức tăng trưởng của các khoản cho
vay. Thampy cũng chỉ ra rằng trong hoàn cảnh
các ngân hàng bị bắt buộc phải bảo toàn vốn
thì các ngân hàng này sẽ giảm số lượng cho
vay lại. Điều này cũng góp phần giải thích cho
việc tồn tại một tỷ lệ cao vốn đầu tư bị ứ đọng
lại trong ngân hàng. Việc giảm số lượng cho
vay là một điều tốt cho các ngân hàng làm ăn
không hiệu quả. Ảnh hưởng của các tiêu chuẩn
về vốn đối với khả năng cấp tín dụng ở các
nền kinh tế có thị trường tài chính phụ thuộc
cao hơn so với các nền kinh tế thị trường.
Al-Sabbagh (2004) nghiên cứu các yếu
tố ảnh hưởng đến tỷ lệ an toàn vốn với số liệu
từ các báo cáo thường niên của 17 ngân hàng
được chọn làm mẫu, trong hai giai đoạn: giai
đoạn 1 từ 1985 đến 1994 (trước khi áp dụng
tiêu chuẩn Basel) và giai đoạn 2 từ 1995-2001
(sau khi áp dụng tiêu chuẩn Basel). Sabbagh
sử dụng mô hình hồi quy tỷ lệ an toàn vốn với
9 biến độc lập. Kết quả của nghiên cứu này có
thể tóm tắt như sau. Tỷ lệ an toàn vốn thay đổi
40
KINH TẾ
nghịch chiều với quy mô ngân hàng và cùng
chiều với lợi nhuận trên tài sản, lợi nhuận trên
vốn chủ sở hữu, tỷ lệ cho vay trên tài sản, và
vốn chủ sở hữu trên tài sản. Kết quả của
nghiên cứu này còn thể hiện rằng tỷ lệ an toàn
vốn có quan hệ cùng chiều với tỷ lệ tài sản có
rủi ro trên tổng tài sản giai đoạn 1 nhưng quan
hệ ngược chiều ở giai đoạn 2. Tuy nhiên, tỷ lệ
tiền gửi trên tổng tài sản có mối quan hệ ngược
chiều với tỷ lệ an toàn vốn giai đoạn 1 và cùng
chiều ở giai đoạn 2. Trong khi đó, tỷ lệ an toàn
vốn ngược chiều với tỷ lệ dự phòng cho vay
khó đòi và cùng chiều với tỷ lệ chi trả cổ tức
trong giai đoạn 2 (1995 đến 2001).
Asarkaya và Özcan (2007) phân tích các
yếu tố tác động đến cấu trúc vốn của ngành
ngân hàng ở Thổ Nhĩ Kỳ. Các tác giả đề nghị
một mô hình thực nghiệm xác định các nhân tố
để có thể giải thích tỷ lệ an toàn vốn của các
ngân hàng ngoài yếu tố luật định. Dữ liệu được
sử dụng trong nghiên cứu là dữ liệu bảng của
Thổ Nhĩ Kỳ từ năm 2002 đến 2006 và mô hình
áp dụng là sự kết hợp của các phương pháp
hiện đang được sử dụng. Kết quả của nghiên
cứu đã cho thấy rằng cấu trúc vốn, danh mục
rủi ro, tăng trưởng kinh tế, mức vốn trung bình
của ngành và lợi nhuận trên vốn chủ sở hữu
tương quan cùng chiều với tỷ lệ an toàn vốn.
Toby (2008) nghiên cứu tác động của
việc quản trị thanh khoản ngân hàng lên chất
lượng tài sản, được đo bằng tỷ lệ nợ khó đòi
trong danh mục các khoản cho vay. Toby cũng
nghiên cứu tác động của các quy định về tỷ lệ
an toàn vốn hiệu quả và chất lượng tài sản của
các ngân hàng được lựa chọn. Tác giả phát
hiện việc sử dụng tỷ lệ thanh khoản tối thiểu
không liên quan đến việc quản trị các khoản
cho vay. Tỷ lệ dự trữ tiền mặt là công cụ hiệu
quả hơn trong việc kiểm soát các khoản cho
vay khó đòi trong ngành ngân hàng nói chung
và ngân hàng yếu kém nói riêng. Khi tỷ lệ vốn
chủ sở hữu trên các khoản cho vay trước đó
tăng lên, Toby cho rằng việc phân loại các
khoản cho vay sẽ giảm xuống và chất lượng tài
sản sẽ tăng lên và ngược lại. Khi tỷ lệ vốn chủ
sở hữu trên tổng tài sản tăng, tác giả kết luận
rằng các khoản dự phòng cho vay khó đòi sẽ
giảm và ngược lại.
Muthuva (2009) cho rằng khả năng sinh
lời của ngân hàng tương quan cùng chiều với
tỷ lệ an toàn vốn cơ bản và tỷ lệ vốn dựa trên
rủi ro tài sản cấp 1. Nghiên cứu sử dụng tỷ
suất lợi nhuận trên tài sản và tỷ suất lợi nhuận
trên vốn chủ sở hữu đại diện cho khả năng
sinh lợi của các ngân hàng ở Kenya trong
khoảng thời gian từ 1998 đến 2007. Kết quả
cho thấy sự tương quan nghịch chiều giữa tỷ lệ
an toàn vốn và vốn chủ sở hữu.
Skully và các tác giả (2009) phân tích và
phát hiện ra các nhân tố mới tác động đến tỷ lệ
an toàn vốn ở Malaysia. Số liệu có được từ các
báo cáo tài chính từ năm 1995 đến 2002 của
42 định chế tài chính trong nước (được chia
làm ba loại chính: ngân hàng thương mại cổ
phần, các công ty tài chính và các ngân hàng
bán buôn). Các tác giả cũng sử dụng phân tích
hồi quy với dữ liệu bảng giữa tỷ lệ an toàn vốn
với 6 biến độc lập (các khoản cho vay không
thu hồi được, chỉ số rủi ro của từng ngân hàng,
lãi suất biên, tỷ lệ vốn chủ sở hữu trên tổng nợ,
tỷ lệ giữa tài sản có khả năng thanh khoản trên
tổng vốn huy động được, quy mô ngân hàng)
và 3 biến giả (loại ngân hàng, khoảng thời
gian, năm). Qua phân tích, các tác giả thấy
rằng các khoản cho vay không thu hồi được, tỷ
lệ vốn chủ sở hữu trên tổng nợ, tỷ lệ giữa tài
sản có khả năng thanh khoản trên tổng vốn
huy động được có quan hệ cùng chiều với tỷ lệ
an toàn vốn. Trong khi chỉ số rủi ro ngân hàng,
lãi suất biên, quy mô ngân hàng biến thiên
ngược chiều tỷ lệ an toàn vốn. Quy mô ngân
hàng ngược chiều với tỷ lệ an toàn vốn, kết
quả này không phù hợp với các kết quả nghiên
cứu ở các nước phát triển (Shries và Dhal,
1992 và Rime, 2001). Lãi suất biên và tỷ lệ an
toàn vốn có mối quan hệ nghịch chiều. Kết quả
cho thấy sự không trùng khớp với các cơ sở lý
luận ở các nước phát triển - nơi cho rằng khả
năng sinh lời có tác động mạnh đến tỷ lệ an
toàn vốn.
Ahmet và Hasan (2011) nghiên cứu các
yếu tố ảnh hưởng đến tỷ lệ an toàn vốn ngành
ngân hàng của Thổ Nhĩ Kỳ. Nghiên cứu sử
dụng dữ liệu thứ cấp và dữ liệu này được lấy
từ các báo cáo tài chính của 24 ngân hàng
được chọn làm mẫu (được chọn từ 32 Ngân
hàng Thương Mại) trong khoảng thời gian từ
2006 đến 2010. Các tác giả sử dụng phương
TẠP CHÍ KHOA HỌC TRƯỜNG ĐẠI HỌC MỞ TP.HCM – SỐ 4 (37) 2014
pháp phân tích hồi quy bảng giữa tỷ lệ an toàn
vốn với 9 biến độc lập khác nhau, bao gồm:
quy mô ngân hàng (SIZE), tỷ lệ tiền gửi của
khách hàng (DEP), tỷ lệ cho vay (LOA), tỷ lệ
dự phòng cho vay khó đòi (LLR), tỷ lệ tài sản
có khả năng thanh khoản (LIQ), khả năng sinh
lời (ROA và ROE), lãi ròng biên (NIM), hệ số
đòn bẩy (LEV). Kết quả của nghiên cứu cho
thấy rằng tỷ lệ cho vay, tỷ suất lợi nhuận trên
vốn chủ sở hữu, hệ số đòn bẩy quan hệ ngược
chiều với tỷ lệ an toàn vốn; còn tỷ lệ dự phòng
cho vay khó đòi và tỷ suất lợi nhuận trên tài
sản biến thiên cùng chiều với tỷ lệ an toàn vốn.
Tỷ lệ an toàn vốn (
R)
41
Trong khi đó, quy mô ngân hàng, tỷ lệ tiền gửi
của khách hàng, tỷ lệ tài sản có khả năng thanh
khoản, và lãi ròng biên không có ý nghĩa thống
kê đối với hệ số an toàn vốn.
3. Xây dựng các giả thuyết nghiên cứu
3.1. Tỷ lệ an toàn vốn
Tỷ lệ an toàn vốn (CAR) là tỷ lệ của vốn
chủ sở hữu trên tổng tài sản có rủi ro của ngân
hàng. Ngân hàng có tỷ lệ an toàn vốn càng cao
thì ngân hàng càng vững mạnh. Bởi vì với tỷ
lệ an toàn vốn cao, ngân hàng càng khó có khả
năng vỡ nợ (Mpuga 2002).
Vốn chủ sở hữu
Tổng tài sản tính theo trọng số rủi ro
3.2. Quy mô ngân hàng
Quy mô ngân hàng (SIZE) được xác
định bằng cách logarit tự nhiên tổng tài sản
của ngân hàng. Quy mô của các ngân hàng là
một yếu tố quan trọng vì mối quan hệ của nó
với đặc điểm sở hữu ngân hàng và việc tiếp
cận với vốn chủ sở hữu. Việc ngân hàng tiếp
cận với vốn chủ sở hữu phản ánh tầm quan
trọng trong khả năng tránh phá sản, rủi ro quản
lý. Jackson và các tác giả (2002) đề nghị các
ngân hàng lớn nếu muốn giữ vững xếp hạng
tốt thì cần phải có một lượng vốn dự trữ đáng
kể và được thị trường xác nhận. Tuy nhiên,
Gropp và Heider (2007) và trước đó là
Shrieves và Dahl (1992) thấy rằng các ngân
hàng lớn hơn có tỷ lệ an toàn vốn thấp hơn.
Điều này xảy ra bởi vì quy mô doanh nghiệp
được coi như một sự bảo đảm, giúp làm giảm
nguy cơ rủi ro của họ.
H1: Có mối tương quan nghịch biến
giữa quy mô ngân hàng và tỷ lệ an toàn vốn
3.3. Tỷ lệ huy động vốn
Tỷ lệ huy động vốn (DEP) là tỷ số giữa
tổng vốn huy động với tổng tài sản. Tổng vốn
huy động được xác định bằng tổng tiền gửi của
khách hàng; tiền gửi và vay các tổ chức tín
dụng khác; các khoản nợ của Chính phủ và
Ngân hàng Nhà nước; vốn tài trợ, ủy thác đầu
tư, cho vay các tổ chức tín dụng chịu rủi ro.
Khi vốn huy động tăng lên ngân hàng
phải tăng việc kiểm soát đối với các nguồn vốn
tăng này để đảm bảo quyền lợi của những
ngưởi gửi tiền cũng như để đảm bảo cho chính
ngân hàng. sarkaya và Özcan (2007) đã tìm
thấy mối tương quan nghịch giữa tỷ lệ huy
động vốn (DEP) và tỷ lệ an toàn vốn (CAR).
H2: Có mối tương quan nghịch biến giữa
tỷ lệ huy động vốn và tỷ lệ an toàn vốn
3.4. Tỷ lệ cho vay của ngân hàng
Tỷ lệ cho vay (LOA) là tỷ số giữa tổng
dư nợ cho vay và tổng tài sản. Đây là hệ số rất
quan trọng vì cho thấy mối quan hệ giữa một
bên là đa dạng hóa và một bên là thiết lập các
cơ hội đầu tư. Tỷ lệ này đo lường tác động của
các khoản cho vay với danh mục tài sản vốn.
Khi rủi ro tăng lên người gửi tiền sẽ được bù
đắp cho những mất mát; vì vậy, tỷ lệ an toàn
vốn cũng tăng lên. Mpuga (2002) đã kết luận
rằng giữa tỷ lệ cho vay (LOA) và tỷ lệ an toàn
vốn (CAR) có mối quan hệ cùng chiều nghĩa là
khi tỷ lệ cho vay (LO ) tăng lên thì tỷ lệ an
toàn vốn ( R) cũng tăng lên và ngược lại.
H3: Tồn tại mối tương quan đồng biến
giữa tỷ lệ cho vay và tỷ lệ an toàn vốn
3.5. Tỷ lệ dự phòng rủi ro tín dụng
Dự phòng rủi ro tín dụng (LLR) được
định nghĩa là tỷ số giữa khoản dự phòng rủi ro
42
KINH TẾ
tín dụng và tổng dư nợ cho vay. Khoản dự
phòng này được ước tính đủ để bù lỗ trong
danh mục cho vay. Blose (2001) thấy rằng dự
trữ tổn thất cho vay gây ra một sự suy giảm
trong tỷ lệ an toàn vốn. Hassan (1992) và Chol
(2000) cũng kết luận một mối quan hệ nghịch
chiều giữa tỷ lệ an toàn vốn và dự phòng rủi ro
tín dụng.
Nghiên cứu đặt giả thuyết có mối quan
hệ ngược chiều giữa tỷ lệ dự phòng rủi ro tín
dụng với tỷ lệ an toàn vốn. Khi các khoản dự
phòng rủi ro tín dụng tăng lên thì ngân hàng có
xu hướng cho vay nhiều hơn, tức ngân hàng có
xu hướng chấp nhận nhiều rủi ro trong các
khoản cho vay.
H4: Có mối tương quan nghịch biến giữa
tỷ lệ dự phòng rủi ro tín dụng và CAR
3.6. Tỷ lệ tài sản có khả năng thanh
khoản
Những tài sản dễ dàng chuyển đổi thành
tiền bao gồm tiền mặt, tiền gửi tại ngân hàng
Nhà nước Việt Nam, tiền gửi tại các tổ tức tín
dụng khác và cho vay các tổ chức tín dụng
khác, chứng khoán kinh doanh để chi trả hay
tài trợ cho khách hàng thể hiện tính thanh
khoản của ngân hàng. Angbazo (1997) cho
rằng, khi tỷ lệ tiền mặt hay các khoản tương
đương tiền mặt tăng, tính thanh khoản của
ngân hàng càng cao. Vì vậy, khi tỷ lệ tài sản
có khả năng thanh khoản (LIQ) tăng có thể có
một tác động cùng chiều đến tỷ lệ an toàn vốn
của ngân hàng.
H5: Có mối tương quan đồng biến giữa
tỷ lệ tài sản khả năng thanh khoản và CAR
3.7. Tỷ suất lợi nhuận trên vốn chủ sở
hữu
Tỷ suất lợi nhuận trên vốn chủ sở hữu
được xác định bằng lợi nhuận sau thuế chia
cho tổng vốn chủ sở hữu. Khi ngân hàng làm
ăn có lợi nhuận sẽ dùng số lợi nhuận này để
tăng vốn với mục đích sẽ kiếm được thêm
nhiều lợi nhuận trong tương lai. Gropp và
Heider (2007) tìm thấy rằng các ngân hàng có
lợi nhuận thì thường tăng vốn tự có của mình.
Vì vậy, có thể có một mối quan hệ cùng chiều
giữa tỷ suất lợi nhuận trên vốn chủ sở hữu
(ROE) và tỷ lệ an toàn vốn của ngân hàng.
H6: Có mối tương quan đồng biến tỷ suất
lợi nhuận trên vốn chủ sở hữu và CAR
3.8. Hệ số đòn bẩy
Trong nghiên cứu này, tỷ lệ đòn bẩy
(LEV) được xác định bằng tỷ số giữa tổng dư
nợ trên vốn chủ sở hữu. Theo nghiên cứu của
Ahmet và Hasan (2011) cổ đông sẽ thấy rằng
các ngân hàng với đòn bẩy cao sẽ có nhiều rủi
ro hơn so với các ngân hàng khác. Do đó, họ
đòi hỏi một suất sinh lời cao hơn. Kết quả,
ngân hàng có đòn bẩy tài chính cao sẽ khó
tăng vốn của ngân hàng mình lên vì chi phí
vốn tăng cao. Vì vậy có mối quan hệ ngược
chiều giữa hệ số đòn bẩy và tỷ lệ an toàn vốn.
H7: Tồn tại mối tương quan nghịch biến
giữa hệ số đòn bẩy và tỷ lệ an toàn vốn
4. Dữ liệu và phương pháp nghiên cứu
4.1 Dữ liệu nghiên cứu
Nghiên cứu này được tiến hành trên mẫu
nghiên cứu bao gồm 28 NHTM tại Việt Nam.
ơ sở để chọn các ngân hàng này là: (i) có công
bố tỷ lệ an toàn vốn; (ii) các ngân hàng có vốn
điều lệ trên 3000 tỷ đồng; (iii) 28 ngân hàng
này chiếm khoảng 83% về vốn điều lệ và 70%
về số lượng ngân hàng trên tổng số NHTM tại
thời điểm nghiên cứu. Vì vậy, có thể kết luận
rằng mẫu nghiên cứu được chọn có tính đại
diện cho các Ngân hàng Thương Mại.
Sau khi thu thập dữ liệu 28 NHTM từ
năm 2007 đến 2012, mẫu nghiên cứu bao gồm
tổng cộng 149 quan sát trên cơ sở loại bỏ các
quan sát không phù hợp. ác tiêu chí để một
NHTM không được chọn trong mẫu nghiên
cứu bao gồm: (i) các ngân hàng không công bố
số liệu báo cáo tài chính; (ii) không có dữ liệu
công bố chính thức tỷ lệ an toàn vốn; hoặc các
ngân hàng không có đủ số vốn điều lệ 3000 tỷ
đồng theo Nghị định số 141/2006/NĐ-CP của
Chính phủ.
4.2. Mô hình nghiên cứu
Nhằm mục đích tìm hiểu tác động của
các yếu tố, bao gồm: (i) quy mô ngân hàng;
(ii) tỷ lệ huy động vốn; (iii) tỷ lệ cho vay; (iv)
tỷ lệ dự phòng rủi ro tín dụng; (v) tỷ suất lợi
nhuận trên vốn chủ sở hữu; (vi) tỷ lệ tài sản có
khả năng thanh khoản; và (vii) hệ số đòn bẩy
TẠP CHÍ KHOA HỌC TRƯỜNG ĐẠI HỌC MỞ TP.HCM – SỐ 4 (37) 2014
lên tỷ lệ an toàn vốn; mô hình nghiên cứu
được xây dựng. Mô hình nghiên cứu được sử
dụng dựa trên các mô hình nghiên cứu của Yu
(2000), Reynold và các cộng sự (2000), Blose
(2001), Navapan và Tripe (2003), Al-Sabbagh
(2004), Skully và các tác giả (2009), Ahmet và
Hasan (2011).
CAR = f(SIZE,DEP,LOA,LLR,LIQ,ROE,LEV)
Trong đó:
R đại diện cho tỷ lệ an
toàn vốn; SIZE: quy mô ngân hàng; DEP: tỷ lệ
huy động vốn; LOA: tỷ lệ cho vay; LLR: tỷ lệ
dự phòng rủi ro tín dụng; LIQ: tỷ lệ tài sản có
khả năng thanh khoản; ROE: tỷ suất lợi nhuận
43
trên vốn chủ sở hữu; và LEV: hệ số đòn bẩy
4.3. Đo lường các biến số được sử dụng
trong mô hình
Để đảm bảo tính thống nhất trong cách
tính toán và phân tích, nghiên cứu chỉ chọn
những ngân hàng có công bố tỷ lệ an toàn vốn
trong giai đoạn nghiên cứu. Số liệu này được
lấy chủ yếu từ các báo cáo thường niên, báo
cáo tài chính, và báo cáo của ban kiểm soát
các Ngân hàng Thương Mại. Bảng 1 tóm tắt
chi tiết các khái niệm cũng như cách đo lường
các biến nghiên cứu được sử dụng trong các
mô hình phân tích.
Bảng 1. Mô tả các biến đo lường được sử dụng trong nghiên cứu
Định nghĩa
Tên biến
Biến phụ thuộc:
CAR
Hệ số an toàn vốn
Cách đo lường
Vốn chủ sở hữu
Tổng tài sản tính theo trọng số rủi ro
Biến giải thích:
SIZE
Quy mô ngân hàng
DEP
Tỷ lệ huy động vốn
LOA
Tỷ lệ cho vay của ngân hàng
LLR
Tỷ lệ dự phòng rủi ro tín dụng
LIQ
Tỷ lệ tài sản có khả năng
thanh khoản
ROE
Tỷ suất lợi nhuận trên vốn chủ
sở hữu
LEV
Hệ số đòn bẩy
5. Kết quả nghiên cứu
5.1. Thống kê mô tả
Mẫu nghiên cứu được tổng hợp từ số
liệu báo cáo của 28 NHTM Việt Nam trong
LN(tổng tài sản)
Tổng vốn huy động
Tổng tài sản
Tổng dư nợ cho vay
Tổng tài sản
hi phí dự phòng rủi ro tín dụng
Tổng dư nợ cho vay
Dự trữ thanh khoản
Tổng tài sản
Lợi nhuận sau thuế
Bình quân vốn chủ sở hữu
Tổng nợ
Bình quân vốn chủ sở hữu
giai đoạn 2007-2012. Tổng cộng có 149 quan
sát trên cơ sở loại bỏ các quan sát không phù
hợp. Kết quả thống kê mô tả trong mô hình
được trình bày trong bảng dưới đây.
44
KINH TẾ
Bảng 2. Bảng thống kê mô tả các biến quan sát
Biến quan sát
Trung bình
Lớn nhất
Nhỏ nhất
Độ lệch chuẩn
CAR
19.4%
286%
5%
26.9%
SIZE
17.65
20.13
14.27
1.33
DEP
80%
93%
35%
9.3%
LIQ
27%
60%
3.4%
10.8%
LEV
10.79
32.83
1.16
5.68
ROE
12%
28.5%
0%
5.7%
LLR
0.4%
2.1%
0.5%
0.4%
LOA
51%
94%
11.4%
14.9%
Nguồn: Theo tính toán của các tác giả
5.2. Ma trận tương quan
quan hệ giữa biến phụ thuộc và biến độc lập
cũng như giữa các biến độc lập trong nghiên
cứu.
Hệ số tương quan dùng để chỉ mối quan
hệ giữa hai biến trong mô hình. Bảng 3 dưới
đây sẽ giúp ta có cái nhìn tổng quan về mối
Bảng 3. Bảng ma trận tương quan giữa các biến
Tương quan
CAR
CAR
1
SIZE
-0.462
1
DEP
-0.374
0.413
1
LIQ
0.313
-0.218
0.040
1
LEV
-0.359
0.630
0.490
-0.109
1
ROE
-0.143
0.406
0.039
0.209
0.297
1
LLR
-0.173
0.465
0.191
-0.369
0.228
-0.008
1
LOA
-0.182
0.066
-0.010 -0.706
0.028
-0.084
0.340
SIZE
DEP
LIQ
LEV
ROE
LLR
LOA
VIF
-
Nguồn: Theo tính toán của các tác giả
3.027
1.512
2.713
1.953
1.614
1.815
1
2.312
TẠP CHÍ KHOA HỌC TRƯỜNG ĐẠI HỌC MỞ TP.HCM – SỐ 4 (37) 2014
Qua Bảng 3, ta thấy có 2 cặp biến có khả
năng đa cộng tuyến. Đầu tiên là mối quan hệ
giữa tỷ lệ tài sản có khả năng thanh khoản
(LIQ) và tỷ lệ cho vay (LOA). Hệ số tương
quan là -0,706 cho thấy có mối tương quan khá
mạnh giữa hai biến này. Tuy nhiên, mối tương
quan âm thể hiện mối quan hệ ngược chiều.
Do vậy, mối tương quan này không gây ra đa
cộng tuyến nên chúng ta không phải lưu tâm
nhiều. Ngoài ra, mối tương quan khá mạnh
giữa quy mô ngân hàng (SIZE) và hệ số đòn
bẩy (LEV). Hồi quy phụ với từng biến độc lập
để kiểm tra xem giữa hai biến có hiện tượng đa
cộng tuyến hay không được thực hiện.
Qua phân tích hồi quy phụ, hệ số R2 đều dưới
70%. Điều đó có thể kết luận giữa cặp biến
quy mô ngân hàng (SIZE) với hệ số đòn bẩy
(LEV) không có hiện tượng đa cộng tuyến
nghiêm trọng.
5.3. Một số kiểm định các khuyết tật
của mô hình
Một số kiểm định sau đây được thực
hiện nhằm kiểm định các khuyết tật của mô
hình nghiên cứu được sử dụng:
Để kiểm tra hiện tượng đa cộng tuyến
trong mô hình hồi quy, nghiên cứu sử dụng ma
45
trận tương quan giữa các biến trong mô hình,
như đã trình bày, cùng với kiểm tra hệ số
phóng đại phương sai (VIF). Quá trình này đã
được thực hiện ở bước khảo sát mối tương
quan giữa các cặp biến (Bảng 3).
Để kiểm tra hiện tượng tự tương quan
của các phần dư, nghiên cứu sử dụng giá trị
thống kê Durbin-Watson có trong bảng kết quả
hồi quy cùng với với kinh nghiệm kiểm tra
được trình bày trong nghiên cứu của Phạm Trí
Cao (2010) kết luận có hay không sự tồn tại tự
tương quan trong mô hình hồi quy. Kết quả
kiểm định sẽ được trình bày ở bảng 6 kết quả
hồi quy.
Về phương sai sai số thay đổi, nghiên
cứu sử dụng kiểm định White để xem xét tổng
quát về sự đồng nhất của phương sai.
Tiếp theo, trong Bảng 4, Bảng 4.1 trình
bày kiểm định White và Bảng 4.2 trình bày
kiểm định Breusch-Godfrey. Chỉ số Prob. ChiSquare ở Bảng 4.1 nhỏ hơn 5% và chỉ số ChiSquare ở Bảng 4.2 lớn hơn 5%. Kết quả này
cho thấy mô hình có hiện tượng phương sai
của sai số thay đổi và không có hiện tượng tự
tương quan của sai số.
Bảng 4. Bảng kiểm định phương sai của sai số đồng nhất và tự tương quan của sai số
Bảng 4.1 Kiểm định White
F-statistic
7.496870
Prob. F(35,113)
0.0000
Obs*R-squared
104.1480
Prob. Chi-Square(35)
0.0000
Bảng 4.2 Kiểm định Breusch-Godfrey
F-statistic
0.175347
Prob. F(1,140)
0.6760
Obs*R-squared
0.186386
Prob. Chi-Square(1)
0.6659
Như vậy, qua các kiểm định ta thấy mô
hình có một khuyết tật là bị phương sai sai số
thay đổi. Theo Gujarati (2004) cũng như Phạm
Trí Cao (2010) cách khắc phục khi phương sai
sai số thay đổi là chọn mô hình hồi quy bình
phương bé nhất tổng quát - Generalized Least
Squares (GLS). Phương pháp bình phương bé
nhất tổng quát (GLS) thực chất là phương
pháp bình phương bé nhất thông thường (OLS)
áp dụng cho các biến đã được biến đổi từ một
mô hình vi phạm các giả thiết cổ điển thành
một mô hình mới thỏa các giả thiết cổ điển. Do
46
KINH TẾ
đó các tham số ước lượng được từ mô hình
mới sẽ đáng tin cậy hơn.
Sau khi đã tiến hành các kiểm định cần
thiết như vừa trình bày, nghiên cứu tiến hành
kiểm định Hausman để lựa chọn mô hình hợp
lý. Kết quả kiểm định Hausman như trong
Bảng 5.
Bảng 5. Kiểm định Hausman để lựa chọn mô hình tác động cố định (FEM)
hay mô hình tác động ngẫu nhiên (REM)
Test Summary
Cross-section random
Chi-Sq. Statistic
Chi-Sq. d.f.
13.730101
7
Qua kết quả, ta thấy Prob lớn hơn 5%.
Điều này có nghĩa chấp nhận giả thiết H0, tức
có tồn tại sự tương quan giữa yếu tố ngẫu
nhiên của từng ngân hàng và biến độc lập. Vì
Prob.
0.0562
vậy, đề tài sẽ chọn mô hình hồi quy tác động
ngẫu nhiên (REM) để phân tích kết quả. Và
kết quả hồi quy được trình bày trong Bảng 6
dưới đây.
Bảng 6. Bảng kết quả hồi quy (phương pháp FGLS)
Biến phụ thuộc (CAR)
B Biến quan sát
Hệ số
Hằng số
1.776
SIZE
-0.065 **
DEP
-0.931 **
LIQ
1.049 **
LEV
0.000
ROE
-0.489 **
LLR
8.617 *
LOA
0.115
R2 điều chỉnh
0.2927
Sai số
0.2056
F-statistic
9.7499
Prob(F-statistic)
Durbin-Watson
** p < 0.05; * p < 0.10
Nguồn: Theo tính toán của các tác giả
0.0000
1.4323
TẠP CHÍ KHOA HỌC TRƯỜNG ĐẠI HỌC MỞ TP.HCM – SỐ 4 (37) 2014
6. Tóm tắt kết quả và kiến nghị
6.1. Tóm tắt kết quả
Một số kết luận được tìm thấy thông qua
kết quả ở Bảng 6 của nghiên cứu định lượng
này được tóm tắt như sau:
Thứ nhất, kết quả cho thấy tỷ lệ tài sản
có khả năng thanh khoản càng cao tác động
cùng chiều với tỷ lệ an toàn vốn. Khi tỷ lệ tài
sản có khả năng thanh khoản tăng 1% khi các
biến khác không đổi thì tỷ lệ an toàn vốn tăng
1,049%. Kết quả này phù hợp với kết quả
nghiên cứu của Angbazo (1997) với kết luận
rằng: khi tỷ lệ tiền mặt hoặc các khoản tương
đương tiền mặt tăng thì tính thanh khoản của
ngân hàng càng cao và ngược lại. Kết quả này
cũng hoàn toàn phù hợp với nghiên cứu của
Ahmet và Hasan (2011) ở Thổ Nhĩ Kỳ.
Dự trữ thanh khoản bao gồm cả dự trữ
bằng tiền (tiền mặt tại quỹ, tiền gửi NHNN,
tiền gửi các tổ chức tín dụng khác) và dự trữ
thứ cấp (giấy tờ có giá có đủ điều kiện để tái
cấp vốn/ tái chiết khấu và hạn mức tín dụng
được cấp bởi tổ chức tài chính khác). Hiện tại,
vấn đề thanh khoản của các NHTM ở Việt
Nam khá trầm trọng. Ngân hàng nào có tỷ lệ
tài sản có khả năng thanh khoản cao thì khả
năng vỡ nợ sẽ giảm. Hay nói cách khác, rủi ro
đối với ngân hàng đó sẽ giảm. Kết quả, tỷ lệ an
toàn vốn của ngân hàng sẽ tăng lên.
Thứ hai, tổng tài sản được dùng đại diện
cho quy mô ngân hàng (SIZE) có tác động
ngược chiều với tỷ lệ an toàn vốn (CAR). Mối
tương quan âm chỉ ra rằng các ngân hàng Việt
Nam càng mở rộng quy mô thì tỷ lệ an toàn
vốn càng giảm. Kết quả nghiên cứu này phù
hợp với các kết quả nghiên cứu trước đây của
Jim Wong, Ka-fai Choi và Tom Fong (2005) ở
các ngân hàng ở Hồng Kông hay của Gropp và
Heider (2007); cũng như của Shrieves và Dahl
(1992). Các nghiên cứu này cho rằng ngân
hàng càng lớn thì càng nắm giữ nhiều tài sản
rủi ro hơn so với ngân hàng nhỏ.
Thứ ba, tỷ lệ tiền gửi của khách hàng
(DEP) có tác động ngược chiều với tỷ lệ an
toàn vốn. Kết quả này trùng với kết quả nghiên
cứu của Asarkaya và Özcan (2007) khi nghiên
cứu các ngân hàng Thổ Nhĩ Kỳ. Kết quả này
47
hoàn toàn phù hợp với kết quả nghiên cứu của
Asarkaya và Özcan (2007) khi nghiên cứu các
ngân hàng ở Thổ Nhĩ Kỳ cho rằng tỷ lệ tiền
gửi tỷ lệ nghịch với tỷ lệ an toàn vốn. Ngoài
ra, kết quả cũng phù hợp theo cách giải thích
của Kleff và Weber (2003) khi cho rằng tiền
gửi của khách hàng là nguồn huy động tương
đối rẻ của ngân hàng so với huy động tiền
bằng cách phát hành trái phiếu hay chứng
khoán hóa các khoản cho vay. Vì vậy, rủi ro
đối với các khoản huy động tiền gửi tương đối
thấp. Kết quả ngân hàng giảm lượng vốn dự
phòng rủi ro đối với khoản huy động trên. Qua
đó, làm giảm tỷ lệ an toàn vốn của ngân hàng.
Thứ tư, trái với kỳ vọng ban đầu là tỷ
suất lợi nhuận trên vốn chủ sở hữu lại có tác
động ngược chiều với tỷ lệ an toàn vốn. Kết
quả -0.489 cho thấy khi các yếu tố khác không
đổi, tỷ suất lợi nhuận trên vốn chủ sở hữu tăng
1% thì tỷ lệ an toàn vốn giảm 0,489%. Kết quả
này trái ngược với kết quả mà Gropp và
Heider (2007) khi nghiên cứu các ngân hàng ở
châu Âu; cũng như của Al-Sabbagh (2000) khi
nghiên cứu các ngân hàng ở Jordan từ năm
1985 đến năm 2001. Kết quả từ các nghiên
cứu này cho rằng các ngân hàng làm ăn có lợi
nhuận thường có xu hướng tăng vốn của mình
lên tức tăng tỷ lệ an toàn vốn. Tuy nhiên, kết
quả tìm thấy được trong nghiên cứu này cho
Việt Nam lại phù hợp với kết quả nghiên cứu
các ngân hàng ở Hồng Kông của Jim Wong,
Ka-fai Choi và Tom Fong (2005) cũng như kết
quả nghiên cứu của Ahmet và Hasan (2011) ở
Thổ Nhĩ Kỳ; với kết quả của các nghiên cứu
này cũng cho thấy rằng tỷ suất lợi nhuận trên
vốn chủ sở hữu và tỷ lệ an toàn vốn có mối
tương quan nghịch chiều.
6.2. Một số kiến nghị đề xuất từ kết quả
nghiên cứu
Thứ nhất, kết quả nghiên cứu cho thấy
rằng việc mở rộng quy mô ngân hàng làm
giảm tỷ lệ an toàn vốn của ngân hàng. Do đó,
Ngân hàng Nhà nước cần kiểm soát, giám sát
quá trình mở rộng quy mô của các ngân hàng
thương mại. Đồng thời, Ngân hàng Nhà nước
cần linh động trong việc yêu cầu vốn pháp
định tối thiểu của các NHTM. Việc bắt buộc
các tổ chức tín dụng, ngân hàng phải đảm bảo
yêu cầu vốn pháp định tối thiểu theo đúng lộ
48
KINH TẾ
trình gây ra cuộc chạy đua tăng vốn, mở rộng
quy mô làm tăng rủi ro cho các ngân hàng
thương mại.
Thư hai, nhìn vào kết quả chúng ta có
thể tăng tỷ lệ an toàn vốn một cách hiệu quả
cho các ngân hàng thương mại cần bằng cách
tăng tỷ lệ tài sản có khả năng thanh khoản.
Điều này dễ nhận thấy được bởi vì chỉ khi các
tài sản đều có khả năng thanh khoản cao thì
mới giúp cho ngân hàng có thể đảm bảo tính
thanh khoản. Nếu làm được như vậy ngân
hàng tạo ra được khả năng bảo toàn vốn trong
khủng hoảng cũng như nâng cao uy tín cho
chính ngân hàng mình. Ngoài ra, các ngân
hàng cần cơ cấu lại tài sản nợ và tài sản có cho
phù hợp, cơ cấu lại nguồn vốn huy động và
cho vay trên thị trường, cơ cấu lại dư nợ cho
vay ngắn hạn với cho vay trung hạn, giữa
nguồn huy động ngắn hạn dùng để cho vay
trung, dài hạn. Đồng thời, thực hiện việc phát
hành giấy tờ có giá, điều chỉnh cơ cấu cho vay
vào các lĩnh vực nhạy cảm và rủi ro nhiều như
chứng khoán, bất động sản và tiêu dùng, và
cần phải tiến hành duy trì tỷ lệ dự trữ an toàn.
Ngân hàng cần thực hiện việc quản lý rủi ro kỳ
hạn, rủi ro thanh khoản một cách chuyên
nghiệp bằng cách chủ động xây dựng chính
sách khung về quản lý rủi ro thanh khoản, thiết
lập các quy trình cụ thể nhằm xác định, đo
lường, kiểm soát các rủi ro về thanh khoản có
thể xảy ra.
Thứ ba, các ngân hàng có thể tăng tỷ lệ
an toàn vốn bằng cách giảm tỷ lệ huy động
vốn hay duy trì tỷ suất lợi nhuận trên vốn chủ
sở hữu. Điều này có nghĩa là ngân hàng tránh
các cuộc chạy đua lãi suất để tăng nguồn vốn
huy động. ác ngân hàng cũng nên cân đối
khoản lợi nhuận có được vào việc tăng vốn,
cải thiện sức mạnh nội tại của ngân hàng mình
lên để tăng cường khả năng chống lại các cú
sốc trong quá trình hoạt động.
Thứ tư, các ngân hàng thương mại cần
có lộ trình phù hợp cho quá trình mở rộng quy
mô của mình. Ngân hàng thương mại cần kiểm
soát việc mở rộng quy mô cũng như thận trọng
trong việc sử dụng đòn bẩy vì nó làm giảm tỷ
lệ an toàn vốn của ngân hàng, đảm bảo các rủi
ro gia tăng do việc mở rộng quy mô nằm trong
tầm kiểm soát của ngân hàng.
TÀI LIỆU THAM KHẢO
1.
hmet and Hasan 2011, ‘Determinants of capital adequacy ratio in Turkish Banks: panel
data analysis’, African Journal of Business Management, Vol.5 (27), pp. 11199-11209, 9
November, 2011.
2.
Al-Sabbagh 2004, Determinants of capital adequacy ratio in Jordania banks, Working
Paper Series, http://www.kantakji.com/fiqh/Files/Banks/70017.pdf
3.
ngbazo L 1997, ‘ ommercial bank net interest margins, default risk, interest rate risk,
and off - balance sheet banking’, Journal of Banking and Finance, 21(1), pp. 55-87.
4.
Asarkaya Y, Özcan S 2007, Determinants of capital structures in financial industries: The
case of Turkey, pp. 91-109.
5.
Basel I, II, III. Website: http://www.bis.org
6.
Blose LE 2001, ‘Information asymmetry capital adequacy, and market reaction to loan loss
provision announcements in the banking industry’, The Quarterly Review of Economics
and Finance 41 (2001), pp. 239–258.
7.
Chol G 2000, ‘The macroeconomic implications of regulatory capital adequacy
requirements for Korean banks’, Economic Notes by Banca Monte Dei Paschi Di Siena Sp
A, 29(1), pp. 111-143.
TẠP CHÍ KHOA HỌC TRƯỜNG ĐẠI HỌC MỞ TP.HCM – SỐ 4 (37) 2014
49
8.
Gropp R, Heider F 2007, What can corporate finance say about banks’ capital structures?
Working paper, http://wiwi.unifranfurt.de/schwerpunkte/finance/ master/brown/177.pdf.
9.
Gujarati D 2004, Basic Econometrics, pp.636 - 652.
10. Hahn PJ 1966, ‘Factors determining adequacy of capital in commercial banks’, Journal of
Finance, 21(1), pp. 135-136. http://www.jstor.org/stable/2977613
11. Hassan K 1992, ‘ n empirical analysis of bank standby letters of credit risk’, Review of
Finance and Economics, 2 (1), pp. 31-44.
http://www.bddk.org.tr/WebSitesi/turkce/Raporlar/BDDK_Dergi/3885makale5.pdf
12. Jackson P, Perraudin W, Sapporta V 2002, ‘Regulatory and economic solvency standards
for internationally active banks’, Journal of Banking and Finance, 26, pp. 953-976.
13. Jeff L 1990, Capital adequacy: The benchmark of the 1990’s bankers magazine, 173(1),
pp. 14-18.
14. Jim Wong, Ka-fai Choi and Tom Fong 2005, Determinants of the capital level of banks in
Hong Kong, pp.11-12.
15. Kleff V, Weber M 2003, ‘How do banks determine capital? Empirical evidence from
Germany’, ZEW Discussion Paper No. 03-66.
16. Marcus J 1983, ‘The bank capital decision: a time series-cross sectional analysis’,
Journal of Finance, 38 (4), pp. 1217-1230.
17. Mathuva DM 2009, ‘ apital adequacy, cost income ratio and the performance of
commerical banks: the Kenyan scenario, The International Journal of Applied Economics
and
Finance
3
(2):
35-47,
2009.
http://www.scialert.net/abstract/index.php?doi=ijaef.2009.35.47.
18. Morgan, GE 1984, ‘On the adequacy of bank capital regulation’, The Journal of Financial
and Quantitative Analysis, Vol. 19, No. 2 (Jun., 1984), pp.141-162.
http://www.jstor.org/stable/2330895
19. Mpuga P 2002, ‘The 1998-99 banking crisis in Uganda: What was the role of the new
capital requirements?’, Journal of Financial Regulation and Compliance, Vol. 10 Iss: 3 pp.
224 – 242. http://dx.doi.org/10.1108/13581980210810229
20. Navapan K, Tripe D 2003, An exploration of the relationship between bank capital levels
and return on equity. Proceeding of the 16th Australasian Finance and Banking,
onference. ( FB ’03). Palmerston North, pp. 1-15.
21. Nghị định số 141/2006/NĐ-CP của Chính phủ về “Ban hành Danh mục mức vốn pháp
định của các tổ chức tín dụng giai đoạn 2008-2010.
22. Phạm Trí Cao 2010, Ứng dụng kinh tế lượng, Trang 189 - 292.
23. Reynolds SE, Ratanakomut SG 2000, ‘Bank financial structure in pre-crisis east and south
East sia’ Journal of Asian Economics, 11, pp. 319–331.
24. Rime B 2001, ‘ apital requirements and bank behavior: empirical evidence for
Switzerland’, Journal of Banking and Finance, 25, pp. 789-805.
25. Santomero M and Watson D 1977, ‘Determining of optimal capital standard for the
banking industry’, The journal of finance, Vol.Xxxii, No.4, Sep 1977.
26. Shrieves R, Dahl D 1992, ‘The relationship between risk and capital in commercial banks’,
Journal of Banking and Finance, 16, pp. 439-457.
50
KINH TẾ
27. Skully MJ, hmad R, riff M 2009, ‘The determinants of bank capital ratios in a
developing economy. Asia-Pacific’, Finance. Marketing, 3(4), pp. 255-272.
http://www.carf.e.u-tokyo.ac.jp/pdf/workingpaper/fseries/152.pdf
28. Thampy A 2004, BIS capital standards and supply of bank loans, Working Paper Series,
http://ssrn.com/abstract=561723.
29. Thông tư 13/2010/TT-NHNN về “Quy định về các tỷ lệ đảm bảo an toàn trong hoạt động
của tổ chức tín dụng”. Website: http://www.sbv.gov.vn
30. Toby J 2008, ‘Monetary policy, capital adequacy regulation and banking system
soundness in Nigeria: empirical research findings’, Journal of Finance, Management and
Analysis, 21 (1).
31. Yu H 2000, ‘Banks' capital structure and the liquid asset-policy implication of Taiwan,
Pacific Economic Review, 5(1), pp.109-114.