CHÍNH SÁCH TIỀN TỆ VÀ RỦI RO TÍN DỤNG NGÂN HÀNG TẠI VIỆT NAM

NGUYỄN ĐĂNG QUANG • ĐẶNG VĂN DÂN

Chính sách tiền tệ và rủi ro tín dụng
ngân hàng tại Việt Nam

Nguyễn Đăng Quang(,)» Đặng Văn Dân

Ngày nhận bài: 31/01/2023 I Biên tập xong: 02/4/2023 I Duyệt đăng: 10/4/2023

TĨM TẮT: Bài báo phân tích tác động của chính sách tiền tệ (CSTT) lên rủi ro tín
dụng của các ngân hàng thương mại (NHTM) việt Nam giai đoạn 2008-2021
với ba biến CSTT khác nhau bao gồm tăng trưởng cung tiền, sai phân lãi suất
tái cấp vốn và lãi suất tái chiết khấu của Ngân hàng Nhà nước (NHNN) việt
Nam. Các phát hiện của bài báo không ủng hộ quan điểm về kênh truyền dẫn
CSTT thông qua rủi ro của ngân hàng; hay nói cách khác, CSTT nới lỏng không
tác động tiêu cực đến hoạt động của ngân hàng dưới góc độ rủi ro tín dụng.
Cụ thể, bài báo chỉ ra rằng, các ngân hàng có xu hướng đạt được mức độ an
tồn tín dụng cao hơn khi nới lỏng CSTT. Kết luận này là vững và nhất quán với
các phép đo rủi ro tín dụng khác nhau.

TỪ KHĨA: Chính sách tiền tệ, cung tiền, lăi suất tái cấp vốn, lãi suất tái chiết
khấu, rủi ro tín dụng.

Mã phân loại JEL:E52, G21.

1. Giới thiệu cắt giảm lãi suất kỳ vọng sẽ giúp người đi vay
cắt giảm chi phí tài chính, qua đó cải thiện sản
Trước cuộc khủng hoảng tài chính tồn lượng và giảm xác suất vỡ nợ tại ngân hàng
cẩu năm 2008, giới học thuật và những người (Bernanke & Gertler, 1995). Tuy nhiên, từ
làm chính sách chủ yếu quan tâm đến tác một góc độ khác, việc nới lỏng CSTT làm tàng
động của CSTT đổi với hoạt động cho vay của khả năng chấp nhận rủi ro thông qua một số

ngần hàng, cụ thể là sự hiện diện và vận hành cơ chế, như việc khuyến khích “tìm kiếm lợi
của kênh cho vay ngần hàng trong truyển nhuận” hay hiệu ứng đòn bẩy (Borio & Zhu,
dẫn CSTT. Kênh cho vay ngần hàng đê' cập 2012). Do đó, những tác động đa chiếu của
đến mối liên hệ chặt chẽ giữa CSTT và nguổn CSTT đối với rủi ro của ngân hàng vẫn là một
cung cho vay (Bernanke & Blinder, 1988). Ví khía cạnh quan trọng cần được khám phá.
dụ, thắt chặt CSTT dẫn đến giảm nguổn vốn
cho vay và do đó khiến các ngân hàng cắt giảm <*’ Nguyễn Đăng Quang - Trường Đại học Kinh tế
cho vay nếu khơng tìm được nguổn vốn thay - Kỹ thuật Bình Dương; 333 Đường Thuận Giao 16,
thế. Trong thời kỳ hậu khủng hoảng, các nhà Thành phố Thuận An, Tỉnh Bình Dương; Email:
nghiên cứu bắt đẩu chú ý đến thực tế là CSTT
không chỉ ảnh hưởng đến số lượng mà cịn
đến chất lượng tín dụng. Vê nguyên tắc, việc

số 205 I Tháng 4.2023 i TẠP CHÍ KINH TẾ VÀ NGÂN HÀNG CHÂU Á 5

CHÍNH SÁCH TIỄN TỆ VÀ RủI RO TÍN DỤNG NGÂN HÀNG TẠI VIỆT NAM

Mục tiêu của bài báo nhằm phân tích 2. Cơ sở lý luận và các tài liệu
tác động của CSTT đến hành vi chấp nhận nghiên cứu có liên quan
rủi ro của các NHTM Việt Nam. Dữ liệu
được thu thập từ 30 ngân hàng trong giai vế mặt lý thuyết, tác động của CSTT đối
đoạn 2008-2021 . Các nghiên cứu hiện có với rủi ro của ngân hàng có nhiêu mặt. Trước
vế chủ để này hầu hết được thực hiện cho hết, việc nới lỏng CSTT thông qua cắt giảm
các nển kinh tế phát triển; hơn nữa, các học lãi suất được kỳ vọng làm giảm chi phí tài
giả thường quan tâm đến bộ khung CSTT chính của người đi vay. Kết quả là, gánh nặng
với lãi suất thấp hoặc lãi suất âm (Chen & tài chính được giảm bớt giúp cải thiện hiệu
ctg, 2017). Các thị trường mới nổi khác xa quả kinh doanh của những người đi vay và
so với các thị trường đã phát triển vê' mức xác suất vỡ nợ tại ngân hàng cũng giảm theo
độ “trưởng thành” của hệ thống tài chính, (Bernanke & ctg, 1995). Theo mơ hình của
cấu trúc thị trường, và đặc biệt là hiệu quả Smith (2002), các ngân hàng lựa chọn dự trữ

truyền dẫn CSTT. Tận dụng môi trường đa tiến mặt căn cứ vào chi phí cơ hội được phản
dạng các cơng cụ CSTT ở Việt Nam, nhóm ánh bởi lãi suất. Lãi suất càng thấp, ngân hàng
tác giả sử dụng ba chỉ số tiển tệ khác nhau càng có nhiểu động cơ để dự trữ tiến mặt; và
(gồm tăng trưởng cung tiền M2 hàng năm do đó những ngân hàng này trở nên an toàn
và hai thang đo lãi suất chính sách là lãi suất hơn trên danh mục tài sản của mình.
tái chiết khấu và lãi suất tái cấp vốn) để thể
hiện một bức tranh chi tiết và tin cậy vê' tác Ngược lại, các tài liệu hiện có cũng để
động của CSTT đến rủi ro tín dụng ngân xuất các giả thuyết đối lập để giải thích sự
hàng. tổn tại của kênh truyền dẫn CSTT đến hành
vi chấp nhận rủi ro của ngân hàng. Thứ nhất,
Bài báo tập trung vào một nền kinh tế mở rộng tiến tệ (đặc biệt qua bơm tiến) làm
đang phát triển là Việt Nam, vốn nhận được tăng giá trị tài sản và tài sản thế chấp và sau
rất ít sự quan tâm từ giới học giả cho tới nay. đó là thu nhập của các ngân hàng, do đó nâng
Nhìn chung, các quốc gia đang phát triển đã cao khả năng chấp nhận rủi ro tổng thể của
trải qua thời kỳ tăng trưởng kinh tế nhanh các ngân hàng (Borio & ctg, 2012). Thứ hai,
chóng và tự do hóa tài chính cũng mạnh mẽ mở rộng CSTT (ví dụ thông qua lãi suất thấp
hơn, trong khi đó các ngân hàng ln là thành hơn) tạo ra động cơ “tìm kiếm lợi nhuận” khi
phần quan trọng bậc nhất của hệ thống tài mục tiêu lợi nhuận của các ngân hàng là khó
chính, chịu trách nhiệm cung ứng vốn ở hấu khăn. Khi CSTT mở rộng làm giảm tỷ suất
hết các nền kinh tế đang phát triển. Xét riêng sinh lợi của tài sản an tồn, các ngân hàng
góc độ nghiên cứu của Việt Nam, các công có thể buộc phải nắm giữ một lượng tài sản
trình khai thác đê tài vê' CSTT và rủi ro ngân rủi ro ngày càng tăng để đáp ứng mục tiêu lợi
hàng là còn rất sơ khai. nhuận (Rajan, 2006). Trong khi đó, khoản tiến
thưởng của các nhà quản lý ngân hàng cũng
Các nội dung còn lại của bài viết được bố liên quan đến lợi nhuận vượt quá mục tiêu tối
cục như sau. Phần tiếp theo bài viết sẽ trình thiểu của các ngân hàng. Thứ ba, CSTT khiến
bày cơ sở lý luận và các tài liệu nghiên cứu các ngân hàng phải điêu chỉnh địn bẩy, từ đó
có liên quan, sau đó tiến hành mơ tả phương ảnh hưởng đến việc định giá rủi ro và mức độ
pháp và quy trình nghiên cứu thực nghiệm. chấp nhận rủi ro của ngân hàng. Lãi suất giảm
Dựa trên các thiết kế nghiên cứu đê' ra, bài viết làm giảm chi phí cơ hội của việc nắm giữ dự

sẽ thực hiện các hổi quy và sau đó báo cáo, trữ ngân hàng, một phẩn trong tiền gửi của
thảo luận vê' kết quả ước lượng. Cuối cùng, bài các ngân hàng; do đó làm tăng nhu cẵu của các
viết đưa ra một số hàm ý chính sách. ngân hàng đối với đòn bẩy cao hơn (Adrian &

6 TẠP CHÍ KINH TẾVÀ NGÂN HÀNG CHÂU Á Tháng 4.2023 I số 205

NGUYỄN ĐÃNG QUANG • ĐẶNG VĂN DÃN

Shin, 2010). Cơ chê' cuối cùng cho thấy, CSTT không, do các đặc điểm nhất định của ngân
ảnh hưởng đến kênh chấp nhận rủi ro thông hàng. Kết quả phân tích phản ứng khơng đồng
qua các chính sách truyền thơng của nó. Khả nhất của các ngân hàng ở Mỹ và 12 quốc gia
năng dự đoán đối với các quyết định trong khu vực đổng Euro trong giai đoạn 1994-2007
tương lai của các nhà hoạch định chính sách về các quyết định chấp nhận rủi ro sau khi thay
có thể làm giảm sự không chắc chắn trên thị đồi CSTT, thông qua phương pháp GMM.
trường và khiến các ngân hàng thực hiện các vị Hơn nữa, các tác giả chọn tính thanh khoản,
thê' rủi ro. Ví dụ, một kết quả kinh tế xấu có thể quy mô và sức mạnh thị trường làm đặc điểm
ảnh hưởng đến nhận thức của các chủ thể kinh cụ thể của ngân hàng và nhận thấy rằng, tác
tế, họ tin rằng ngân hàng trung ương sẽ nới động của việc thay đổi CSTT đối với rủi ro tín
lỏng CSTT và giảm bớt rủi ro kinh tế. Do đó, dụng thấp hơn đối với các ngân hàng có vốn
các ngân hàng đoán trước được hiệu quả bảo hóa tốt và khả năng thanh khoản cao.
hiểm này và chịu thêm nhiêu rủi ro ảnh hưởng
danh mục tài sản của họ (Borio & ctg, 2012). Delis & Kouretas (2011) đã kiểm tra ảnh
hưởng của lãi suất thấp đối với rủi ro ngân hàng
Các phần tích thực nghiệm gần đây đã xác bằng cách sử dụng một bộ dữ liệu lớn vế dữ liệu
nhận sự tốn tại của kênh rủi ro ngân hàng. bảng cân đối kế toán hàng quý từ các ngân hàng
Hấu hết, các nghiên cứu đểu tập trung vào các ở 16 quốc gia khu vực đổng Euro trong giai
môi trường lãi suất gần bằng 0 hoặc âm ở các đoạn 2001-2008. Các tác giả quan tâm nhiều
nền kinh tế tiên tiến (Maddaloni & Peydró, hơn đến mức lãi suất thay vì thay đổi CSTT.
2011; Altunbas & ctg, 2012; Dell’Ariccia & Tỷ lệ tài sản rủi ro trên tổng tài sản và tỷ lệ nợ
ctg, 2014; Jimenez & ctg, 2014; Heider & ctg, xấu trên tổng số nợ vay là các chỉ số rủi ro và

2019). Khi khám phá một nhóm các quốc gia được ước tính với các phương trình rủi ro bằng
mới nổi, Chen & ctg (2017) cũng chỉ ra bằng cách sử dụng các lãi suất khác nhau. Nghiên cứu
chứng tương tự cho thấy việc giảm lãi suất nhận thấy rằng, lãi suất thấp làm tăng đáng kể
trong bối cảnh CSTT được nới lỏng làm tăng rủi ro tín dụng của ngân hàng, trong khi kết quả
mức độ rủi ro của ngần hàng. Một vài trường này là vững đối với các biến số khác nhau và
hợp ngoại lệ thuộc vế Buch & ctg (2014) và việc sử dụng dữ liệu hàng năm.
Agénor & ctg (2013), các tác giả đã chỉ ra rằng
việc cắt giảm lãi suất không nhất thiết đặt các Dựa trên dữ liệu được thu thập từ các
ngân hàng vào tình thế rủi ro hơn. Sử dụng ngân hàng Brazil, Moraes & Mendonca (2019)
bộ dữ liệu từ ngành ngân hàng của Mỹ, Buch tìm hiểu CSTT ảnh hưởng đến các phép đo
& ctg (2014) khơng tìm thấy sự hiện diện của rủi ro của ngân hàng và các phát hiện cho
kênh rủi ro ngần hàng đối với các ngân hàng thấy rằng, việc tăng lãi suất CSTT ngụ ý một
nước ngoài và các ngân hàng lớn. Trong khi sự điếu chỉnh trong chiến lược của các ngân
đó, Agénor & ctg (2013) cho rằng việc tăng hàng để đảm bảo an toàn và lành mạnh. Mặt
lãi suất để giảm bớt gánh nặng lạm phát, sau khác, khi NHTW giảm lãi suất, các ngân hàng
đó có thể gây ra suy giảm chất lượng tín dụng trở nên kém an tồn hơn, trong đó đặc biệt là
khơng kiểm sốt. rủi ro tín dụng thơng qua nợ xấu tăng cao. Kết
quả nghiên cứu được xác nhận bằng phương
Brissimis & Delis (2010) phân tích tác pháp GMM với ước lượng bảng động.
động của CSTT đối với hoạt động cho vay của
ngân hàng, hành vi rủi ro và lợi nhuận đối với Jiang & Yuan (2022) khảo sát kênh chấp
khu vực Mỹ và châu Âu. Các tác giả quan tâm nhận rủi ro của CSTT trong lĩnh vực ngân
nhiêu hơn đến việc liệu rằng lãi suất có ảnh hàng của Trung Quốc. Với ước lượng tác
hưởng khác biệt đến rủi ro ngân hàng hay động cố định, các tác giả nhận thấy rằng các
ngân hàng có vốn hóa tốt chịu rủi ro tín dụng

Số 205 I Tháng 4.2023 TẠP CHÍ KINH TÊ VÀ NGÂN HÀNG CHÂU Á 7

CHÍNH SÁCH TIÉN TỆ VÀ RỦI RO TÍN DỤNG NGÂN HÀNG TẠI VIỆT NAM

ít hơn so với các ngần hàng có vốn hóa thấp 3.1.1. Biến đánh giá chính sách tiến tệ
hơn; điêu này ngược lại với bằng chứng thực Bài viết tiếp cận lãi suất chính sách mà
nghiệm từ Mỹ. Ngồi ra, Jiang & ctg (2022)
cung cấp so sánh cơ bản hơn giữa các loại NHNN sử dụng để giao dịch với các NHTM
ngân hàng khác nhau: (i) Trước tình hình lãi trong các giao dịch tín dụng ngắn hạn. Lãi suất
suất giảm, các NHTM nhà nước sẽ chịu nhiều chính sách điều hành bao gổm lãi suất tái cấp
rủi ro hơn các NHTM khác; và (ii) Tác động vốn và lãi suất tái chiết khấu, lần lượt áp dụng
đệm của vốn đối với rủi ro khác nhau giữa các cho các khoản cho vay ngắn hạn trực tiếp và
ngần hàng; và (iii) Các ngân hàng thiêu vốn có chiết khấu các giấy tờ có giá. Nghiên cứu xem
thể giảm đáng kể việc chấp nhận rủi ro bằng xét sự thay đổi hàng năm của lãi suất tái cấp
cách bổ sung vốn thông qua một số kênh. vốn và lãi suất tái chiết khấu của NHNN và sử
dụng chúng trong hổi quy (Amidu & Wolfe,
So với các nghiên cứu nước ngoài, các 2013; Khan & ctg, 2016) do quan tâm đến
cơng trình trong nước hạn chế hơn rất nhiêu. những thay đổi trong lập trường CSTT. Việc
Cho tới nay chỉ có rất ít tác giả khai thác chủ tàng lãi suất chính sách do NHNN điểu hành,
để vế ảnh hưởng của CSTT và rủi ro của ngần hay nói một cách khác các biến động chỉ số
hàng. Nguyễn Thị Kiều Nga & Trần Huy này là dương cho thấy tiến tệ có tính thắt chặt.
Hoàng (2021) kiểm tra tác động của CSTT Khác với các công cụ dự trữ bắt buộc hay lãi
đối với việc chấp nhận rủi ro (risk-taking suất cơ bản không thường xuyên thay đổi, lãi
behavior) của ngân hàng với bộ dữ liệu của 30 suất chính sách được NHNN điếu chỉnh và
NHTM Việt Nam giai đoạn 2007-2019. Các công bố liên tục trong thời gian qua.
tác giả đưa ra bằng chứng thực nghiệm rằng,
lãi suất liên ngân hàng thấp có xu hướng làm Thay vì chỉ sử dụng các chỉ số dựa trên lãi
giảm hành vi chấp nhận rủi ro của ngần hàng, suất để đánh giá những thay đổi trong CSTT
đo lường bằng tỷ số dự phòng rủi ro khách như các nghiên cứu trước đây, nghiên cứu
hàng. Tuy nhiên, kết quả này chưa cho thấy thực hiện một bước thông qua việc áp dụng
bằng chứng đầy đủ về hành vi chấp nhận rủi thêm phép đo phi lãi suất. Theo đó, nghiên
ro được đánh giá bằng các thang đo rủi ro và cứu sử dụng tăng trưởng cung tiến M2 hàng
CSTT khác nhau, khi chỉ duy nhất tỷ số dự năm làm biến CSTT. Rất nhiều các nghiên
phòng rủi ro khách hàng và lãi suất liên ngân cứu trước đây tại Việt Nam cho thấy, sự đóng

hàng được sử dụng. Trong đó, việc sử dụng chỉ thuận trong việc sử dụng biến này đại diện
số dự phòng - thang đo tập trung vào rủi ro cho những thay đổi trong CSTT (Anwar &
tín dụng - để đánh giá việc chấp nhận rủi ro Nguyen, 2018; Pham, 2019). Sự gia tăng tốc
của ngân hàng là chưa mang tính đại diện khi độ tăng trưởng của cung tiền cung cấp bằng
mà đối tượng nghiên cứu này là rộng hơn rất chứng vê' CSTT mở rộng, trong khi tốc độ
nhiếu so với rủi ro tín dụng. Trong nghiên cứu tăng trưởng giảm cho thấy các hành động thắt
này, nhóm tác giả tập trung cụ thể vào khía chặt tiền tệ hơn.
cạnh rủi ro tín dụng, và lượng hố loại rủi ro
này bằng các thang đo thay thế nhau để đảm Dưới góc độ thực thi CSTT ở Việt Nam,
bảo việc đánh giá tồn diện, khơng phụ thuộc các thang đo biến động lãi suất tái cấp vốn,
vào bất kỳ thang đo riêng lẻ nào. biến động lãi suất tái chiết khấu, và tăng
trưởng cung tiến M2 đều có thể được xem
3. Phương pháp nghiên cứu là đại diện phù hợp cho CSTT. Việc sử dụng
kết hợp cả ba thang đo trong nghiên cứu một
3.1. Biến nghiên cứu mặt có thể giúp đảm bảo rằng các phát hiện
của nghiên cứu là vững và có sự nhất quán
trong điểu hành CSTT của NHNN, mặc khác

8 TẠP CHÍ KINH TẾ VÀ NGÂN HÀNG CHÂU Á I Tháng 4.2023 số 205

NGUYỀN ĐẴNG QUANG • ĐẶNG VĂN DÂN

cũng có thể chỉ ra được những khác biệt trong Heider & ctg, 2019; Chen & ctg, 2017). Đổi
truyền dẫn CSTT nếu xem xét các công cụ với các yếu tố đặc thù của ngân hàng, bài viết
hoặc các thang đo CSTT khác nhau. xem xét quy mô ngân hàng, vốn ngần hàng,
vị thế thanh khoản và mơ hình kinh doanh.
3.1.2. Biến đánh giá rủi ro tín dụng và các Đối với môi trường kinh tế vĩ mơ, nhóm tác
biến kiểm sốt giả cũng kiểm sốt tính chất chu kỳ của nền
kinh tế, tính theo tốc độ tăng trưởng GDP
Đo lường rủi ro tín dụng là một vấn để hàng năm, cùng với tỷ lệ lạm phát. Trong đó,

mà khơng có một thang đo cụ thể nào được vai trò của biến tăng trưởng GDP trong mô
xem là tốt nhất cho ngân hàng. Do đó, một số hình là rất quan trọng, vì giúp thể hiện ln
thang đo rủi ro tín dụng được sử dụng thay cả những ảnh hưởng chung của môi trường vĩ
thê' nhau để đo lường mức độ rủi ro tín dụng mơ thay đồi qua thời gian, ảnh hưởng chung
của các ngân hàng trong nghiên cứu này. đến tồn bộ hệ thống ngân hàng. Ví dụ, có
thể dễ thấy là ảnh hưởng của khủng hoảng tài
Với rủi ro tín dụng, loại rủi ro điển hình chính năm 2008-2009 hay đại dịch Covid-19
và quan trọng nhất đối với các trung gian tài năm 2020-2021, khi mà các yếu tố ảnh huởng
chính, bài viết xem xét hai thang đo thường này được thể hiện qua biến động GDP trong
được sử dụng là tỷ lệ nợ xấu (non-performing từng năm tương ứng. Cụ thể hơn, trong thời
loans) và tỷ lệ dự phòng rủi ro cho vay (loan kỳ khủng hoảng hay đại dịch, tăng trưởng
loss reserves). Cụ thể, từng biến rủi ro tín GDP đạt giá trị rất thấp so với bình qn tồn
dụng được xây dựng bằng cách lấy tỷ lệ trên thời kỳ. Đây là kỹ thuật thường được áp dụng
tổng cho vay khách hàng. Tỷ lệ nợ xấu chỉ ra để tránh làm gia tàng số biến kiểm soát và
chất lượng khoản vay, hay nói cách khác là, giảm bậc tự do của mơ hình, hữu dụng hơn
khả năng trả nợ của người đi vay, trong khi tỷ so với áp dụng biến giả cho khủng hoảng tài
lệ dự phòng rủi ro cho vay (cộng dổn) mơ tả chính hay đại dịch cho các mẫu nhỏ (Simoens
nguồn quỹ mà ngân hàng trích lập để bù đắp & Vennet, 2021; Karadima & Louri, 2021).
cho những tổn thất mà họ đã gánh chịu hoặc
được dự kiến một cách hợp lý sẽ xảy ra trong 3.2. Mơ hình và phương pháp ướng lượng
tương lai gần. Các chỉ số này được cho biết các Để đánh giá tác động của CSTT đối với
loại thông tin liên quan đến rủi ro tín dụng ở
góc độ khác nhau và phản ánh các khía cạnh rủi ro ngân hàng, bài viết áp dụng mơ hình
đa dạng của rủi ro tín dụng tại ngân hàng; bảng động (dynamic panel model), thể hiện
do đó mỗi chỉ số đểu có những ưu và nhược tính ổn định (persistence) trong hành vi chấp
điểm riêng. Hay nói cách khác, các chỉ tiêu bổ nhận rủi ro của ngân hàng. Các chỉ số CSTT
sung cho nhau trong việc nắm bắt khía cạnh khác nhau được sử dụng luân phiên trong mô
của rủi ro tín dụng ngân hàng. Do đó, với nỗ hình và là biến giải thích chính bên cạnh các
lực xác nhận và bổ sung cho kết quả hồi quy nhân tổ kiểm sốt:
của mình, nghiên cứu chọn thử nghiệm với

nhiều thang đo rủi ro tín dụng khác nhau để RuiRo.i,,t = a0 + ax1 Ri»t—u1 iRo2., , + a, X t-C1 STT ,
kiểm tra mối quan hệ giữa những thay đổi của
CSTT và rủi ro tín dụng ngân hàng nhằm đem + a3xKiemsoatit 1 + Eit (1)
lại kết quả vững hơn và toàn diện hơn.
Trong đó: RuiRo - các thước đo đánh
Ngồi các biến giải thích chính, bài viết giá rủi ro tín dụng của ngân hàng, đổng thời
cũng tính đến một số yếu tố kiểm sốt được là biến phụ thuộc; CSTT - chỉ số CSTT và
nêu trong các tài liệu gẩn đây vế khả nàng giải Kiemsoat - tập hợp của các biến kiểm sốt
thích rủi ro ngần hàng (Altunbas & ctg, 2012;

Số 205 ỉ Tháng 4.2023 I TẠP CHÍ KINH TẾ VÀ NGÂN HÀNG CHÂU Á 9

CHÍNH SÁCH TIÉN TỆ VÀ RỦI RO TÍN DỤNG NGÂN HÀNG TẠI VIỆT NAM

như đã được mô tả; E là phẩn dư của mơ hình. 3.3. Dữ liệu
Nghiên cứu sử dụng biến đánh giá đặc điểm cụ Nghiên cứu xây dựng tập dữ liệu bao gồm
thể của ngân hàng với trễ một năm để tránh các
vấn đê' nội sinh do tương quan giữa chúng với 30 NHTM hoạt động ở Việt Nam trong giai
biên rủi ro tín dụng ngân hàng khi ở cùng cấp đoạn 2008-2021. Năm 2008 được chọn vì đây
độ ngân hàng. Đặc biệt, các biên CSTT được lấy là thời điểm các NHTM tại Việt Nam hoàn
độ trễ là một kỳ, bởi vì những điểu chỉnh CSTT chỉnh đáp ứng quy định vê’ kiểm tốn báo cáo
sẽ khơng thể lập tức tác động đến chất lượng tín tài chính, theo u cầu của NHNN, qua đó
dụng của ngân hàng (ngân hàng cấn thời gian đảm bảo độ tin cậy của dữ liệu. Với biến nợ
phân loại nợ thành các khoản nợ xấu). xấu, thông tin này công bố trên thuyết minh
báo cáo tài chính và thực tế là có nhiều ngân
Để ước lượng Mô hình 1, nghiên cứu sử hàng thiếu thông tin này trong giai đoạn khảo
dụng ước lượng moment tổng quát GMM sát, làm cho số quan sát của nợ xấu bị giảm
cho mơ hình dữ liệu bảng động trong phân so với các biến khác. Ngồi dữ liệu cấp ngân
tích thực nghiệm về hành vi rủi ro của ngân hàng, nghiên cứu còn sử dụng các biến vĩ mô
hàng (Arellano & Bover, 1995; Blundell & là dữ liệu lãi suất tái chiết khấu và lãi suất tái

Bond, 1998). Phương pháp ước lượng này cấp vốn từ NHNN; đổng thời thu thập số liệu
thích hợp, vì như đà đế cập nghiên cứu muốn vê' tăng trưởng cung tiến M2 đối với Việt Nam
kiểm sốt bản chất động của mơ hình bằng từ cơ sở dữ liệu Thống kê Tài chính Quốc tế
các độ trễ của các biến phụ thuộc, vì hành vi (IFS) của Quỹ Tiên tệ Quốc tế (IMF). Dữ liệu
rủi ro hiện tại có thể bị ảnh hưởng bởi hành tăng trưởng GDP và lạm phát được thu thập
vi rủi ro trong quá khứ. Bên cạnh đó, kỹ từ Ngân hàng Thế giới (WB).
thuật ước lượng GMM đưa ra một giải pháp
cho vấn đê nội sinh tiềm ẩn giữa các biên độc Nghiên cứu trình bày thống kê mơ tả
lập và các thước đo rủi ro bằng cách xác định của các biến, bao gốm giá trị trung bình,
các biến trễ tương ứng làm biến cơng cụ. Ở độ lệch chuẩn và giá trị lớn nhất-nhỏ nhất
giai đoạn này, hai giả định phải được thực trong Bảng 1. Giá trị trung bình của tỷ lệ dự
hiện để mang lại kết quả nhất quán trong phòng rủi ro của các ngần hàng là 1,305%
các ước lượng. Giả định đầu tiên là các biến và độ lệch chuẩn là 0,514 điểm phần trăm.
công cụ không tương quan với các sai số. Kết hợp khoảng phân bổ [0,528% - 2,740%]
Thứ hai, các biên công cụ phải tương quan cho thấy, sự thay đổi về rủi ro tín dụng giữa
với các biến được lấy cơng cụ. Vê vấn đê' này, các ngân hàng xét theo thang đo này. Giá trị
tính hợp lệ của tự tương quan bậc nhất trong trung bình của thước đo nợ xấu của các ngân
các phần dư phải đạt được, nhưng tính hợp hàng là 2,157% thấp hơn mức chuẩn 3% của
lệ của tự tương quan bậc hai phải bị bác bỏ. NHNN; tuy nhiên giá trị lệch chuẩn là 1,231
Theo đó, nhóm tác giả sử dụng các bài kiểm điểm phần trăm cùng với giá trị cực đại lên
định AR(1) và AR(2) cho tự tương quan bậc tới 6,100%. Điểu này ngụ ý rằng, chất lượng
một và bậc hai. Trong khi tự tương quan bậc tín dụng của ngân hàng có thể lệch khỏi mức
nhất có thể được mong đợi trong các phẩn tối thiểu an toàn đặt ra trong giai đoạn nghiên
dư sai phần, giá trị p-value của AR(2) phải cứu. Nhìn chung, độ lệch chuẩn khá cao và
lớn hơn a để chấp nhận giả thuyết khơng có phạm vi thống kê rộng của các thang đo dự
tương quan bậc hai trong các sai phân của phòng và nợ xấu ngụ ý có sự thay đổi đáng kể
sai số. Nghiên cứu sử dụng thống kê kiểm vê' mức độ rủi ro tín dụng giữa các ngân hàng.
định Hansen để kiểm tra vấn để hợp lệ của Về CSTT, các giá trị lớn của độ lệch chuẩn
nhóm biến cơng cụ. và phạm vi phân bổ rộng của các chỉ số (từ
tối thiểu đến tối đa) cũng hàm ý những biện

10 TẠP CHÍ KINH TÊ VÀ NGÂN HÀNG CHÂU Á Tháng 4.2023 số 205

NGUYỄN ĐĂNG QUANG • ĐẶNG VĂN DÂN

Bảng 1: Thống kê mô tả

Tồng trích lập Số quan Trung Độ lệch Giá trị Giá trị Định nghĩa
dự phòng cho sát bình chuẩn nhỏ nhất lớn nhất
0,514 Tồng trích lập dự
vay 413 1,305 1,231 0,528 2,740 phòng cho vay/Tổng
4,571 cho vay khách hàng (%)
NỢ xấu 376 2,157 1,269 0,492 6,100
0,239 4,384 23,838 NỢ Xấu/Tổng cho vay
Tỷ lệ vốn chủ sở hữu 413 9,666 15,049 29,738 34,788 khách hàng (%)
0,062 1,155
Tồng tài sàn 413 32,226 2,731 -7,907 66,345 Vốn chủ sở hữu/Tồng
tài sản (%)
Tiền mặt/Tiền gửi 413 0,297 3,260 -5,000 6,000
5,732 Logarit tự nhiên của
Tỷ lệ thu nhập ngoài lãi 413 21,454 1,319 tổng tài sàn
6,244
Biến động lãi 413 -0,199 Tiền mặt/Tiền gửi
suất tái cấp khách hàng (%)

vốn Thu nhập ngoài lãi/
Tổng thu nhập hoạt
Biến động lãi
suất tái chiết động (%)

khấu Chênh lệch lãi suất tái
cấp Vốn (%)
Tăng trưởng
cung tiền M2 413 -0,097 -6,000 6,500 Chênh lệch lãi suất tái
chiết khấu (%)
Tăng trưởng
GDP 413 17,923 9,676 29,715 Tăng trưởng cung tiền
2,580 M2 hàng năm (%)
Lạm phát 0,631
413 5,711 7,076 Tỷ lệ tăng trưởng GDP
hàng năm (%)

413 6,788 23,115 Tỷ lệ lạm phát (%)

Nguồn: Tính tốn bởi nhóm tác già.

pháp can thiệp đáng kể của NHNN trên thị nhìn chung cho thấy rằng, mối tương quan
trường trong thời gian nghiên cứu. thu được giữa các biến nội tại ngân hàng và
các biến vĩ mô không thực sự mạnh, ngoại trừ
Bài báo cũng trình bày mối tương quan tương quan giữa vốn chủ sở hữu và quy mô tài
cho từng cặp biến trong Bảng 2. Trước hết, sản là (-0,68) hay tương quan giữa lạm phát
tổn tại mối tương quan cao giữa các biến có và các chỉ số lãi suất CSTT là 0,61. Tuy nhiên,
cùng khía cạnh, ví dụ vế rủi ro tín dụng hay các sỗ liệu này cũng chưa đủ để minh chứng
vể lập trường CSTT. Nhận định này là hợp lý, để chỉ ra rằng, các vấn đê' vể đa cộng tuyến là
vì các phép đo này là thay thế cho nhau và do quá nghiêm trọng trong mơ hình hối quy, khi
đó khơng xuất hiện trong cùng một mơ hình mà Shiu & ctg (2011) chứng minh rằng tương
với nhau. Hơn nữa, NHNN đã phối hợp đổng quan trên 0,80 thì đa cộng tuyến mới là một
thời nhiều cơng cụ chính sách khác nhau để vấn đê' cẩn đáng quan tầm. Hơn nữa, trong
đạt được các mục tiêu tiến tệ trong những trường hợp mà một biến giải thích có tương
năm gẩn đây. quan gần nhưng khơng hồn hảo với một biến

giải thích khác, vấn để đa cộng tuyến sẽ xảy ra
Ngoài ra, cũng cân lưu ý đến tương quan
giữa các biến đóng vai trị kiểm sốt. Ma trận

số 205 I Tháng 4.2023 TẠP CHÍ KINH TẾ VÀ NGÀN HÀNG CHÂU Á 11

CHÍNH SÁCH TIÊN TỆ VÀ RỦI RO TÍN DỤNG NGÂN HÀNG TẠI VIỆT NAM
12 TẠP CHÍ KINH TỄ VÀ NGÂN HÀNG CHÂU Á Tháng 4.2023 số 205

NGUYỄN ĐĂNG QUANG • ĐÁNG VĂN DÂN

trong hổi quy theo phương pháp bình phương Bàng 3: Hổi quy của lãi suất tái cấp vốn
nhỏ nhất (OLS) (Midi & ctg, 2010). Trong khi và tổng trích lập dự phịng cho vay
đó, nghiên cứu này sử dụng hổi quy GMM, do
đó hồn tồn không lo ngại vể đa cộng tuyến. Biến phụ thuộc: Tống trích lập
dự phòng cho vay
4. Kết quả và thảo luận
(1) (2) (3)
Trước khi xem xét các kết quả ước lượng,
bài viết chú ý đến các kiểm định của Hansen Biến phụ 0,810*** 0,649*** 0,658***
và Arrelano-Bond. Theo đó, các kiểm định thuộc có độ (0,012) (0,035) (0,034)
này đểu cho thấy rằng tập hợp các công cụ trễ 0,009*** 0,011** 0,014**
được sử dụng là hợp lệ và khơng có tự tương (0,003) (0,005) (0,006)
quan bậc hai. Bên cạnh đó, các hệ số ước Biến động
lượng của biến phụ thuộc trễ có ý nghĩa thống lãi suất tái
kê một cách nhất quán. Những kết quả này cấp vốn
chứng minh cách tiếp cận hổi quy bằng mơ
hình bảng động với GMM là phù hợp. Tổng tài sàn 0,268*** 0,145***
(0,042) (0,027)
4.1. Kết quả ước lượng với lãi suất chính sách

Để chứng minh là các kết quả hổi quy Tỷ lệ vốn 0,076*** 0,029***
chủ sở hữu (0,014) (0,009)
không nhạy cảm với tập hợp các biên kiểm 0,265*** 0,217***
sốt nhất định trong mơ hình, nghiên cứu Tiền mặt/ (0,058) (0,065)
lần lượt đưa vào các biến giải thích qua các Tiền gừi
giai đoạn: (i) Biến CSTT; (ii) Biến nội tại ngân
hàng (tổng tài sản, tỷ lệ vốn chủ sở hữu, tiến Tỷ lệ thu 0,002 -0,001
mặt/tiển gửi, và tỷ lệ thu nhập ngoài lãi); và nhập ngoài (0,003) (0,002)
(iii) Biến kiểm sốt kinh tế vĩ mơ (tăng trưởng lãi
GDP và lạm phát).
Tăng trưởng -0,059***
Bắt đẩu với kết quả của các mơ hình sử GDP (0,012)
dụng tỷ lệ dự phòng cho vay làm biến phụ
thuộc. Như thể hiện trong Bảng 3, lập trường Lạm phát -0,003
CSTT được đo lường bằng sự thay đổi của lãi (0,003)
suất tái cấp vốn có hệ số hơi quy là dương và Quan sát 383
có ý nghĩa ở mức tối thiểu 5% trên tất cả các hồi quy 383 383
ước lượng khác nhau. Điều này cho thấy việc Sơ' nhóm 30
giảm lãi suất ngắn hạn có tác động tích cực (ngân hàng) 30 30
đến chất lượng danh mục cho vay. Nếu nhìn Công cụ 28
vào độ lớn ước lượng trong Bảng 3, kết quả theo GMM 26 28
cho thấy rằng nếu lãi suất giảm 1% thì tỷ lệ
rủi ro tín dụng của ngân hàng đo lường bằng Thống kê 0,000 0,000 0,000
dự phòng giảm đi tương ứng từ 0,009% đến AR(1)
0,014%. Tiếp theo đó với kết quả trong Bảng
4, sử dụng tỷ lệ nợ xấu làm biến phụ thuộc. Hệ Thống kê 0,119 0,169 0,117
số hổi quy của chênh lệch lãi suất là dương; AR(2)
tuy nhiên chỉ có ý nghĩa ở một cột hổi quy duy
Thống kê 0,237 0,211 0,148
Hansen

Các kiềm định thống kê được trình bày với giá
trị p. Các ký hiệu *** p<0,01, ** p<0,05.
Nguồn: Tính tốn của nhóm tác già.

Số 205 I Tháng 4.2023 1 TẠPCHÍKINHTẾVÀNGÂN HÀNG CHÂU Á 13

CHÍNH SÁCH TIẼN TỆ VÀ RỦI RO TÍN DỤNG NGÂN HÀNG TẠI VIỆT NAM

nhất. Kết quả này cho thấy, khi lãi suất ngắn Bàng 4: Hồi quy của lãi suất tái cấp vốn
hạn giảm thì các ngân hàng cũng giảm nợ xấu, và nợ xấu
mặc dù bằng chứng thu được là không quá
mạnh và đáng kể. Biến phụ thuộc: NỢ xấu

Trong các bảng 5 và 6, nghiên cứu xem xét (1) (2) (3)
tác động của lãi suất tái chiết khấu đối với rủi
ro tín dụng của ngân hàng lần lượt thể hiện Biến phụ 0,455*** 0,503*** 0,456***
bằng các thang đo khác nhau. Tương tự với kết thuộc có độ (0,018) (0,065) (0,038)
quả của biến lãi suất tái cấp vốn, kết quả Bảng trễ
5 cho thấy có mối tương quan cùng chiều có ý
nghĩa giữa lãi suất tái chiết khấu và thang đo Biến động 0,020*** 0,010 0,018
dự phòng rủi ro của các ngân hàng. Bên cạnh lãi suất tái (0,008) (0,016) (0,016)
đó, có một điểm cần lưu ý trong Bảng 6, nhóm cấp vốn
tác giả thấy rằng tác động của lãi suất đến việc
chấp nhận rủi ro của ngân hàng thê’ hiện thông Tổng tài sàn -0,158*** -0,139***
qua nợ xấu là khơng có ý nghĩa thống kê. (0,036) (0,040)

4.2. Kết quả ước lượng với tăng trưởng cung Tỷ lệ vốn -0,025** -0,025**
tiến chủ sở hữu (0,010) (0,010)

Bảng 7 trình bày kết quả hói quy ảnh Tiền mặt/ 0,481** 0,156
hưởng của CSTT được đo lường bằng tăng Tien gứi (0,190) (0,199)
trưởng cung tiến đến rủi ro tín dụng, thơng
qua tỷ lệ dự phịng rủi ro cộng dổn. Hệ số Tỷ lệ thu -0,003 -0,004
CSTT là âm; tuy nhiên chỉ có ý nghĩa thống kê nhập ngoài (0,003) (0,002)
trong phép hối quy tại cột 1. Bảng 8 sử dụng lãi
tỷ lệ nợ xấu làm biến phụ thuộc, hệ số hổi quy
của biến tăng trưởng cung tiến là âm và có ý Tăng -0,088***
nghĩa ở tất cả các ước lượng khác nhau. Kết trưởng GDP (0,028)
quả này hoàn tồn nhất qn với hổi quy sử
dụng biến dự phịng nêu trên, về mặt định Lạm phát 0,043***
lượng, nghiên cứu thấy rằng nếu tăng trưởng (0,010)
cung tiến tăng 1% thì tỷ lệ nợ xấu giảm đi
tương ứng từ 0,014% đến 0,038%. Quan sát 337 337 337
hồi quy
4.3. Thảo luận kết quả
Tổng hợp các kết quả với các biến CSTT Số nhóm 30 30 30
(ngân hàng)
khác nhau và các thang đo rủi ro tín dụng khác
nhau, kết quả cho thấy rằng khi tất cả các yếu Công cụ 26 26 28
tố khác khơng đổi, rủi ro tín dụng ngân hàng theo GMM
giảm xuống khi nới lỏng CSTT, thông qua lãi
suất giảm hoặc tăng cung tiền. Qua đó, nghiên Thống kê 0,001 0,001 0,002
cứu không ủng hộ đê' xuất về kênh chấp nhận AR(1)
rủi ro của ngân hàng trong truyền dẫn CSTT.
Khi NHNN cắt giảm lãi suất chính sách hay Thống kê 0,127 0,105 0,112
AR(2)

Thống kê 0,220 0,198 0,159
Hansen

Các kiềm định thống kê được trình bày với giá
trị p. Các ký hiệu *** p<0,01, ** p<0,05.
Nguồn: Tính tốn của nhóm tác giả.

14 TẠP CHÍ KINH TẾVÀ NGÂN HÀNG CHÂU Á Tháng 4.2023 I số 205

NGUYỄN ĐÃNG QUANG • ĐẶNG VÃN DÂN

Bảng 5: Hồi quy của lãi suất tái chiết Bàng 6: Hồi quy cùa lãi suất
khấu và tổng trích lập dự phòng cho vay tái chiết khấu và nợ xấu

Biến phụ thuộc: Tổng trích lập Biên phụ thuộc: NỢ xấu
dự phòng cho vay

(1) (2) (3) (1) (2) (3)

Biến phụ 0,807*** 0,675*** 0,544*** Biến phụ 0,443*** 0,603*** 0,454***
thuộc có độ (0,014) (0,017) (0,030) thuộc có độ (0,016) (0,094) (0,079)
trễ 0,006*** 0,007* 0,013*** trễ
(0,002) (0,004) (0,004)
Biến động Biến động 0,003 -0,002 -0,010
lãi suất tái lãi suất tái (0,007) (0,016) (0,011)
chiết khấu chiết khấu

Tổng tài sản 0,133*** 0,057*** Tồng tài sàn -0,134*** 0,129*
(0,017) (0,015) (0,041) (0,067)
Tỷ lệ vốn 0,026*** -0,008
chù sở hữu (0,005) (0,009) Tỷ lệ vốn -0,022** 0,084***
0,429*** 0,161* chù sở hữu (0,009) (0,016)

Tiền mặt/ (0,043) (0,089)
Tiền gửi -0,002 0,002*** Tiền mặt/ 0,959*** 0,438**
(0,001) (0,001) Tiền gửi (0,244) (0,213)
Tỷ lệ thu
nhập ngoài Tỷ lệ thu -0,003 -0,007**
lãi nhập ngoài (0,002) (0,003)
lãi

Tăng -0,075*** Tăng -0,013
trưởng GDP (0,011) trường GDP (0,024)

Lạm phát 0,016*** Lạm phát 0,027**
(0,004) (0,011)

Quan sát 383 383 383 Quan sát 337 337 337
hồi quy hồi quy

Số nhóm 30 30 30 Số nhóm 30 30 30
(ngân hàng) (ngân hàng)

công cụ 28 28 29 Công cụ theo GMM 26 24 26
theo GMM

Thống kê 0,000 0,000 0,000 Thống kê 0,001 0,002 0,002
AR(1) AR(1)

Thống kê 0,125 0,111 0,134 Thống kê 0,117 0,104 0,146
AR(2) AR(2)

Thống kê 0,235 0,212 0,238 Thống kê 0,201 0,119 0,201

Hansen Hansen

Các kiềm định thống kê được trình bày với giá Các kiềm định thống kê được trình bày với giá
trị p. Các ký hiệu *** P Nguồn: Tính tốn của nhóm tác già.
Nguồn: Tính tốn của nhóm tác già.

Số 205 I Tháng 4.2023 TẠP CHÍ KINH TẾ VÀ NGÂN HÀNG CHÂU Á 15

CHÍNH SÁCH TI ÉN TỆ VÀ RỦI RO TÍN DỤNG NGÂN HÀNG TẠI VIỆT NAM

Bàng 7: Hồi quy của tăng trưởng cung Bảng 8: Hổi quy của tăng trưởng cung
tiền và tổng trích lập dự phòng cho vay tiền và nợ xấu

Biên phụ thuộc: Tồng trích lập Biến phụ thuộc: NỢ xấu
dự phòng cho vay

(1) (2) (3) (1) (2) (3)

Biến phụ 0,753*** 0,650*** 0,608*** Biến phụ 0,535*** 0,532*** 0,491***
thuộc có độ (0,043) (0,030) (0,037) thuộc có độ (0,058) (0,066) (0,029)
trễ -0,003*** -0,002 -0,000 trễ

Tăng (0,001) (0,002) (0,003) Tăng -0,014*** -0,018*** -0,038***
trưởng trưởng (0,004) (0,006) (0,005)
cung tiền 0,253*** 0,146*** cung tiền
M2 (0,040) (0,023) M2

Tồng tài sản Tồng tài sàn -0,178*** -0,194***
(0,039) (0,040)

Tỳ lệ vốn 0,070*** 0,024*** Tỷ lệ vốn -0,021* -0,029***
chủ sở hữu (0,013) (0,009) chù sở hữu (0,011) (0,010)

Tiền mặt/ 0,256*** 0,218*** Tiền mặt/ 0,456** -0,084
Tiền gửi (0,079) (0,049) Tiền gửi (0,192) (0,174)

Tỷ lệ thu 0,001 -0,002 Tỷ lệ thu -0,004* -0,004*
nhập ngoài (0,002) (0,002) nhập ngoài (0,003) (0,002)
lâi -0,046*** lãi
(0,012)
Tăng Tăng -0,131***
trưởng GDP trưởng GDP (0,030)

Lạm phát 0,002 Lạm phát 0,082***
(0,003) (0,011)

Quan sát 383 383 383 Quan sát 337 337 337
hồi quy hồi quy

Số nhóm 30 30 30 Số nhóm 30 30 30
(ngân hàng) (ngân hàng)

Công cụ 22 27 28 Công cụ 22 25 28
theo GMM
theo GMM

Thống kê 0,000 0,000 0,000 Thống kê 0,003 0,002 0,001
AR(1) AR{1)

Thống kê 0,102 0,175 0,098 Thống kê 0,139 0,118 0,131
AR(2) AR(2)

Thống kê 0,142 0,236 0,158 Thống kê 0,251 0,182 0,296
Hansen Hansen

Các kiềm định thống kê được trình bày với giá Các kiềm định thống kê được trình bày với giá
trị p. Các ký hiệu *** P
Nguồn: Tính tốn của nhóm tác già. Nguồn: Tính tốn của nhóm tấc già.

16 TẠP CHÍ KINH TẾVÀ NGÂN HÀNG CHÂU Á Tháng 4.2023 số 205

NGUYỄN ĐĂNG QUANG • ĐẶNG VÃN DÂN

bơm tiền nhiêu hơn để kích thích nến kinh lãi suất tham chiếu làm giảm chi phí nợ phải
tế, chất lượng các khoản vay ngân hàng có thể trả của ngân hàng, làm tăng lợi nhuận của
tàng lên. Hơn nữa, rủi ro tín dụng của ngân ngân hàng; và do đó tạo ra động cơ để hạn chế
hàng đo lường bằng tỷ lệ dự phòng hay nợ xấu chấp nhận rủi ro nhằm đạt được những lợi
có xu hướng phản ứng mạnh hơn và đáng kể nhuận đó. Sự giảm rủi ro của danh mục cho
hơn với các thang đo CSTT nhất định. Điều vay còn được củng cố thêm do việc giảm chi
này cho thấy tẩm quan trọng của việc sử dụng phí cấp vốn của các ngần hàng sau khi lãi suất
nhiều thang đo thay thế nhau khi phân tích, điều hành giảm (Adrian & ctg, 2010). Điểu
tránh kết quả gây thiếu sót khi chỉ dựa vào này cũng phù hợp khi cung tiến tăng trên thị
một thang đo duy nhất. trường đổng nghĩa giá vốn cũng giảm đi đối
với các ngân hàng trong thời kỳ mở rộng tiến
Kết quả thu được nhìn chung phù hợp với tệ. Chi phí nợ phải trả giảm làm tăng lợi tức
một số phát hiện của các tài liệu thực nghiệm ròng dự kiến của ngân hàng bằng cách giảm
trước đây (Buch & ctg, 2014; Agénor & ctg, lãi suất phải trả cho các khoản tiên gửi. Ngân
2013) khi cho rằng lãi suất ngắn hạn thấp hơn hàng có thể tối đa hóa tác động này bằng cách

làm giảm rủi ro tín dụng của các khoản nỢ; tuy giảm rủi ro cho danh mục đầu tư, hay chọn
nhiên lại bất đổng với hấu hết nghiên cứu xác một danh mục đầu tư an toàn hơn mà ngân
nhận sự tổn tại của kênh rủi ro ngân hàng tại hàng sẽ đảm bảo thanh toán được cho người
các nẽn kinh tế duy trì lãi suất gẩn bằng 0 hoặc gửi tiền.
âm. Lãi suất thấp hơn làm cho việc hoàn trả
khoản vay dễ dàng hơn, bằng cách giảm gánh Ngồi kết quả chính liên quan đến CSTT,
nặng lãi suất của người đi vay (Bernanke & nghiên cứu còn chỉ ra được ảnh hưởng của
ctg, 1995). Với các khách hàng vay vốn tại Việt một số biến kiểm sốt như sau:
Nam, gánh nặng tài chính được giải tỏa sẽ giúp
cải thiện sản xuất của những người đi vay và + Tổng tài sản ngân hàng tương quan
xác suất không trả được nợ giảm xuống. Một dương và có ý nghĩa với thang đo dự phịng;
điểm khác cẩn lưu ý là, tác động tích cực của lãi tuy nhiên kết quả là không nhất quán với nợ
suất thấp hay tăng trưởng cung tiển đổi với rủi xấu. Do đó nghiên cứu khơng thê’ đưa ra kết
ro tín dụng của danh mục đầu tư ngân hàng luận vững vế ảnh hưởng của quy mô ngân
cũng có thể xuất phát từ thực tế là khối lượng hàng. Tác động của quy mô đến rủi ro vê' mặt
dư nợ lớn hơn từ các khoản vay mới trong lý thuyết, cơ chế chưa rõ ràng cũng đã được
ngắn hạn - như những gì quan sát ở kênh cho chỉ ra. Một mặt, các ngân hàng lớn có thể sử
vay ngân hàng; và do đó cơ chế này tác động dụng mức tài sản có rủi ro cao hơn, vì các
đến giá trị tương đối của các hệ số rủi ro tín ngần hàng lớn có khả năng quản lý rủi ro cao
dụng (mẫu số là tổng các khoản cho vay khách hơn và có khả năng tiếp cận nguồn vốn bên
hàng). Kết quả này cũng phù hợp với tâm lý ngoài dễ dàng. Mặt khác, các ngân hàng lớn
của ngân hàng nắm giữ tiến tại thị trường Việt hơn có thể ngại rủi ro, do giám sát chặt chẽ
Nam thời gian qua. Trong bối cảnh, các ngân hơn từ thị trường.
hàng thiết lập dự trữ tiền mặt phụ thuộc vào
chi phí cơ hội được phản ánh bởi lãi suất, hay + Tương tự, nhóm tác giả nhận thấy rằng,
nói một cách khác, một khi lãi suất thấp thì có bộ đệm vốn có tác động cùng chiểu đáng kể
nhiều ngân hàng dự trữ tiến mặt, hoặc đấu tư đến việc chấp nhận rủi ro của ngân hàng thể
vào chứng khoán sinh lời thay vì cho vay rủi hiện thơng qua tỷ lệ dự phịng, nhưng lại tác
ro; và do đó chúng trở nên an tồn hơn. động ngược chiểu trong các hổi quy sử dụng
nợ xấu. Điểu này dẫn đến một kết luận chưa

Khi các yếu tố khác không đổi, việc giảm nhất quán vế vai trị của vốn đối với rủi ro tín
dụng. Kết quả này có ý nghĩa lớn đối với cả cơ

Số 205 I Tháng 4.2023 TẠP CHÍ KINH TẾ VÀ NGÂN HÀNG CHÂU Á 17

CHÍNH SÁCH TIỄN TỆ VÀ RỦI RO TÍN DỤNG NGÂN HÀNG TẠI VIỆT NAM

quan quản lý và đặc biệt là các nhà nghiên cứu thu khó địi. Do đó, chi phí trích lập dự phịng
sử dụng duy nhất một chỉ tiêu đê’ đo lường rủi ro cho vay hàng kỳ là một cơng cụ quản lý
rủi ro tín dụng. Các kết quả khơng nhất qn rủi ro tín dụng được các ngân hàng sử dụng
hoặc không đảm bảo ý nghĩa thống kê cũng để giảm thiểu tổn thất dự kiến trên danh mục
được quan sát cho các biến tiền mặt/tiến gửi cho vay của ngân hàng. Chi phí trích lập dự
và tỷ lệ thu nhập ngồi lãi. Cơ chế tác động đa phòng rủi ro cho vay cho thấy, các khoản vay
chiếu của các biến này lên rủi ro tín dụng vể của ngân hàng đang giảm chất lượng và rủi
mặt lý thuyết là nguyên nhân chính cho các ro tín dụng càng lớn. Cẩn lưu ý là chi phí dự
kết quả này, vì ở đó khơng có tác động theo cơ phịng rủi ro cho vay khác với giá trị trích lập
chế nào là đóng vai trị chi phối. dự phòng rủi ro cho vay cộng dổn (loan loss
reserves) - là tổng số các khoản dự phòng rủi
+ Liên quan đến tác động của các biến số ro cho vay được ghi nhận trong nhiếu năm và
kinh tế vĩ mô, tăng trưởng GDP có hệ số hổi là thang đo được sử dụng trước đó. Giá trị chi
quy âm đáng kể ở gẩn như hầu hết các ước phí dự phịng được thể hiện trên báo cáo kết
lượng với các biến rủi ro tín dụng khác nhau. quả kinh doanh.
Điểu này ngụ ý rằng, xác suất rủi ro tín dụng
có tương quan nghịch với tốc độ tăng trưởng Theo đó, nhóm tác giả sử dụng tỷ lệ chi phí
GDP. Các điếu kiện kinh tế thuận lợi đi kèm dự phòng rủi ro trên tổng tài sản để làm biến
với việc gia tăng số lượng các dự án sinh lời rủi ro mới. Ngoài ra, bài viết tiếp tục việc khai
tốt, và do đó dẫn đến giảm rủi ro tín dụng của thác bộ dữ liệu ở phấn trăm thứ 5 và 95 (kỹ
một ngân hàng (Altunbas & ctg, 2010). Hơn thuật winsorize) để đảm bảo xử lý triệt để hơn
nữa, người đi vay sẽ kiếm được nhiểu tiền giá trị ngoại lai. Kỹ thuật ước lượng được giữ
hơn; và do đó khả năng hoàn trả các khoản cỗ định trên mọi ước lượng để tạo điều kiện so

vay cao hơn trong thời điểm kinh tế có triển sánh khách quan mà trong đó, tất cả các biến
vọng tốt. kinh tế vĩ mô, biến nội tại ngân hàng vẫn được
sử dụng tương tự (tuy nhiên kết quả trình
+ Kết quả hổi quy với biến lạm phát chỉ ra bày được rút gọn). Thông qua hệ số hổi quy
rằng, sự gia tăng tỷ lệ lạm phát gây ra sự gia Bảng 9 có thể thấy một lần nữa các phát hiện
tăng rủi ro tín dụng, thể hiện thông qua việc được lặp lại: CSTT nới lỏng thông qua giảm lãi
tăng nợ xấu. Theo đó, sự gia tàng lạm phát làm suất hay mở rộng tăng trưởng cung tiền đều
giảm thu nhập ròng và khả năng trả nợ của làm giảm rủi ro tín dụng của ngân hàng.
những người đi vay; điều này gây ra vấn đê'
trong việc hồn trả khoản vay và do đó làm 5. Kết luận và hàm ý chính sách
tăng rủi ro nợ xấu cho ngân hàng (Uhde &
Heimeshoff, 2009). Trong nghiên cứu này, bài viết đánh
giá tác động của CSTT đối với rủi ro tín
4.4. Kiểm định tính vững dụng của 30 ngân hàng Việt Nam giai đoạn
Trong mục này, tính vững của các kết quả 200-2021. Giai đoạn này cung cấp bối cảnh
thuận lợi để giải quyết vấn đê' nghiên cứu,
sẽ được kiểm tra bằng cách xem xét một thang khi NHNN có nhiếu biện pháp can thiệp vào
đo thay thế của rủi ro tín dụng, đó là chi phí CSTT cùng với đó là những cú sốc lớn vê'
dự phịng rủi ro cho vay (loan loss provisions). khối lượng và chất lượng tín dụng cung ứng.
Đế phản ánh rủi ro tín dụng, các ngần hàng Bài viết phần tích ba biến CSTT khác nhau,
sẽ dành ra một khoản để làm cơ sở bù đắp bao gồm tăng trưởng cung tiền M2, sai phân
khoản lỗ dự kiến trên danh mục cho vay lãi suất tái cấp vốn và lãi suất tái chiết khấu
của ngân hàng và số tiến này được gọi là dự của NHNN.
phòng rủi ro cho vay hoặc dự phòng nợ phải

18 TẠP CHÍ KINH TẾ VÀ NGÂN HÀNG CHÂU Á Tháng 4.2023 í số 205

Bảng 9: Kiểm định tính vững với thang đo chi phí dự phòng

Biên phụ thuộc: Chi phí dự phịng rủi ro trên tổng tài sàn

Biến phụ thuộc có độ (1) (2) (3) (4) (5) (6) (7) (8) (9)
trễ 0,726*** 0,443*** 0,412*** 0,719*** 0,404*** 0,428*** 0,640*** 0,500*** 0,516***
(0,020) (0,043) (0,057) (0,019) (0,050) (0,061) (0,013) (0,018) (0,036)
Biến động lãi suất tái 0,010*** 0,007*** 0,010**
cấp vốn (0,001) (0,002) (0,004) 0,009*** 0,004** 0,010***

Biến động lãi suất tái Khơng Có Có (0,001) (0,001) (0,003)
NGUYỄN ĐĂNG QUANG • ĐẶNGVÃN DÀNchiết khấuKhơngKhơngCĨ
383 -0,007*** -0,005*** -0,005***
Số 205 I Tháng 4 .2 0 2 3 j TẠP CHÍ KINH TẾVÀ NGÂN HÀNG CHÂU ÁTăng trưởng cung tiền38338330
M2 30 30 26 (0,001) (0,001) (0,001)
26 27 0,000
Biến kiếm soát nội tại 0,000 0,000 0,748 Khơng CĨ Có Không Có Có
Biến kiếm sốt vĩ mơ 0,982 0,785 0,525
Quan sát hồi quy 0,334 0,424 Không Không Có Không Khơng CĨ
Số nhóm (ngân hàng)
Công cụ theo GMM 383 383 383 383 383 383
Thống kê AR(1)
Thống kê AR(2) 30 30 30 30 30 30
Thống kê Hansen
26 26 29 26 30 30

0,000 0,000 0,000 0,000 0,000 0,000

0,958 0,773 0,860 0,867 0,695 0,690

0,307 0,523 0,531 0,267 0,441 0,339

Các kiềm định thống kê được trình bày với giá trị p. Các ký hiệu *** p<0.01, ** p<0.05.

Nguồn: Tính tốn của nhóm tác giả.

<0

CHÍNH SÁCH TI ÉN TỆ VÀ RỦI RO TÍN DỤNG NGÂN HÀNG TẠI VIỆT NAM

Các phát hiện chính của bài viết khơng cho thấy rằng, tồn tại mối quan hệ có ý nghĩa
ủng hộ quan điểm vế kênh truyền dẫn CSTT giữa CSTT và rủi ro ngân hàng. Theo đó, các
thơng qua rủi ro của ngân hàng, hay nói cách ngân hàng phải cảnh giác với việc thắt chặt
khác CSTT nới lỏng không gây hại đến chất CSTT thông qua tăng lãi suất điểu hành và
lượng tài sản của ngân hàng. Ngược lại, phát giảm cung tiến, vì điếu này là bất lợi đối với
hiện của bài viết cho thấy rằng, các ngân hàng chất lượng tài sản của ngân hàng. Một CSTT
có xu hướng đạt được mức độ an tồn và lành nới lỏng có thể góp phần cải thiện chất lượng
mạnh hơn trong danh mục cho vay trước lãi tín dụng trong ngành ngần hàng là một tín
suất giảm hoặc tăng cung tiến từ việc nới lỏng hiệu khá tích cực với Việt Nam so với các nước
CSTT. trên thê' giới. Để duy trì được cơ chế này, các
quy định chính sách cần đảm bảo việc thận
Từ những phát hiện trên, bài viết đưa ra trọng trong vấn để cấp tín dụng; từ đó khiến
một số hàm ý chính sách. Cụ thể, các cơ quan ngân hàng không nới lỏng các tiêu chuẩn tín
quản lý tiến tệ nên nhận thức đấy đủ động thái dụng là cần thiết trong bối cảnh CSTT mở
và hành vi chấp nhận rủi ro của ngân hàng rộng nhằm thúc đẩy kinh tế.
trước các cú sốc CSTT, vì kết quả nghiên cứu

Bài báo này là một phấn của Luận án tiến sĩ “Chính sách tiến tệ và rủi ro ngân hàng tại
Việt Nam” do Nguyễn Đăng Quang thực hiện tại Trường Đại học Ngân hàng Thành phổ Hố Chí
Minh dưới sự hướng dẫn của PGS.TS. Đặng Văn Dân

Tài liệu tham khảo

Adrian, T., & Shin, H. s. (2010). The changing nature of financial intermediation and the financial

crisis of 2007-2009. Annual Review ofEconomics, 2(1), 603-618.

Agénor, p. R., Alper, K., & da Silva, L. p. (2013). Capital regulation, monetary policy, and financial
stability. International Journal of Central Banking, 9(3), 193-238.

Altunbas, Y, Gambacorta, L., & Marques-Ibanez, D. (2010). Bank risk and monetary policy.
Journal ofFinancial Stability, 6(3), 121-129.

Altunbas, Y, Gambacorta, L., & Marques-Ibanez, D. (2012). Do bank characteristics influence the
effect of monetary policy on bank risk? Economics Letters, 117(1), 220-222.

Amidu, M., & Wolfe, s. (2013). The effect of banking market structure on the lending channel:
Evidence from emerging markets. Review ofFinancial Economics, 22(4), 146-157.

Anwar, s., & Nguyen, L. p. (2018). Channels of monetary policy transmission in Vietnam. Journal
ofPolicy Modeling, 40(4), 709-729.

Arellano, M„ & Bover, o. (1995). Another look at the instrumental variable estimation of
error-components models. Journal of Econometrics, 68(1), 29-51.

Bernanke, B. s., & Blinder, A. s. (1988). Credit, money, and aggregate demand. American
Economic Review, 78,435-439.

Bernanke, B. s., & Gertler, M. (1995). Inside the black box: The credit channel of monetary policy
transmission. Journal ofEconomic Perspectives, 9(4), 27-48.

20 TẠP CHÍKINHTẾVÀ NGÂN HÀNG CHÂU Á Tháng 4.2023 I số 205

NGUYỄN ĐÃNG QUANG • ĐẶNG VÃN DÂN

Blundell, R., & Bond, s. (1998). Initial conditions and moment restrictions in dynamic panel data
models. Journal ofEconometrics, 87(1), 115-143.

Borio, c., & Zhu, H. (2012). Capital regulation, risk-taking and monetary policy: A missing link
in the transmission mechanism? Journal ofFinancial Stability, 8(4), 236-251.

Brissimis, s. N. & Delis, M. D. (2010). Bank heterogeneity and monetary policy transmission,
ECB Working Paper 1233.

Buch, c. M., Eickmeier, s., & Prieto, E. (2014). In search for yield? Survey-based evidence on
bank risk taking. Journal ofEconomic Dynamics and Control, 43, 12-30.

Chen, M., Wu, J., Jeon, B. N„ & Wang, R. (2017). Monetary policy and bank risk-taking: Evidence
from emerging economies. Emerging Markets Review, 31, 116-140.

Delis, M.D. and Kouretas, G.p. (2011). Interest rates and bank risk-taking, Journal ofBanking and
Finance, 35(4), 840-855.

DellAriccia, G., Laeven, L., & Marquez, R. (2014). Real interest rates, leverage, and bank
risk-taking. Journal ofEconomic Theory, 149(1), 65-99.

Heider, E, Saidi, E, & Schepens, G. (2019). Life below zero: Bank lending under negative policy
rates. Review ofFinancial Studies, 32(10), 3727-3761.

Jiang, H. & Yuan, c. (2022). Monetary policy, capital regulation and bank risk-taking: Evidence
from China, Journal ofAsian Economics, 82.

Jimenez, G., Ongena, s., Peydró, J., & Saurina, J. (2014). Hazardous times for monetary policy:
What do twenty-three million bank loans say about the effects of monetary policy on credit
risk-taking? Econometrica, 82(2), 463-505.

Karadima, M., & Louri, H. (2021). Economic policy uncertainty and non-performing loans: The
moderating role of bank concentration. Finance Research Letters, 38.

Khan, H. H., Ahmed, R. B., & Gee, c. s. (2016). Bank competition and monetary policy
transmission through the bank lending channel: Evidence from ASEAN. International Review of
Economics and Finance, 44,19-39.

Maddaloni, A., & Peydró, J. L. (2011). Bank risk-taking, securitization, supervision, and low
interest rates: Evidence from the Euro-area and the U.S. lending standards. Review of Financial
Studies, 24(6), 2121-2165.

Midi, H., Sarkar, s. K., & Rana, s. (2013). Collinearity diagnostics of binary logistic regression
model. Journal ofInterdisciplinary Mathematics, 13(3), 253-267.

Moraes, c. o. & Mendonca, H. E (2019). Bank’s risk measures and monetary policy: Evidence
from a large emerging economy, North American Journal ofEconomics and Finance, 49,121-132.

Nguyễn Thị Kiều Nga & Trẩn Huy Hồng (2021). Tác động của chính sách tiển tệ đến mức độ
chấp nhận rủi ro của các ngân hàng thương mại Việt Nam. Tạp Chí Cơng Thương, số 7, tháng 3 năm
2021.

Pham, V. A. (2019). Impacts of the monetary policy on the exchange rate: case study of Vietnam.
Journal ofAsian Business and Economic Studies, 26(2), 220-237.

Rajan, R. G. (2006). Has finance made the world riskier? European Financial Management, 12(4),
499-533.

Roodman, D. (2009). How to do Xtabond2: An introduction to difference and system GMM in
Stata. Stata Journal, 9(1), 86-136.

Soi 205 I Tháng 4.2023 I TẠPCHÍKINHTÊ VÀ NGÂN HÀNG CHÂU Á 21

CHÍNH SÁCH TIỄN TỆ VÀ RỦI RO TÍN DỤNG NGÃN HÀNG TẠI VIỆT NAM

Shiu, E., Pervan, s. J., Bove, L. L., & Beatty, s. E. (2011). Reflections on discriminant validity:
Reexamining the Bove et al. (2009) findings. Journal of Business Research, 64(5), 497-500.

Simoens, M., & Vander Vennet, R. (2021). Bank performance in Europe and the US: A divergence
in market-to-book ratios. Finance Research Letters, 40.

Smith, B. D. (2002). Monetary policy, banking crises, and the Friedman rule. American Economic
Review, 92(2), 128-134.

Uhde, A., & Heimeshoff, u. (2009). Consolidation in banking and financial stability in Europe:
Empirical evidence. Journal ofBanking and Finance, 33(7), 1299-1311.

Monetary Policy and Bank Credit Risk in
Vietnam

Nguyen Dang Quang(*>, Dang Van Dan

Received: 31 January 2023 I Revised: 02 April 2023 I Accepted: 10 April 2023

ABSTRACT: The paper empirically analyzes the impact of monetary policy
on the credit risk of Vietnamese commercial banks from 2008 to 2021. Using
three different monetary policy measures, including the growth rate of money
supply, the difference of refinancing rates and rediscounting rates of the
central bank, the paper's main findings do not support the view of the bank
risk-taking channel of monetary policy transmission. In other words, relaxing

monetary policy does not harm the bank's operations in terms of credit risk.
More precisely, the paper shows that banks tend to achieve a higher level of
credit safety in response to easing monetary policy. This conclusion is robust
and consistent across different credit risk measures.

KEYWORDS: Monetary policy, money supply, refinancing rates, rediscounting
rates, credit risk.

JEL classification: E52, G21.

E] Nguyen Dang Quang
Email:

(*) Binh Duong Economics and Technology University;
333 Thuan Giao 16 street, Thuan An City, Binh Duong Province.

22 TẠP CHÍKINHTẾVÀ NGÂN HÀNG CHÂU Á I Tháng 4.2023 I số 205