38
TÀI CHÍNH - NGÂN HÀNG
Giải pháp hạn chế rủi ro tín dụng
Thứ nhất,
thúc đẩy tăng
trưởng kinh tế: Nghiên cứu đã
chỉ ra rằng, GDP có tác động
ngược chiều đối với rủi ro tín
dụng, do vậy nghiên cứu kiến
nghị đưa ra những giải pháp
sau: Kích cầu tiêu dùng trong
nước; khai thác thị trường xuất
khẩu mới; tăng cường đầu tư
công có hiệu quả; duy trì lạm
phát ổn định ở mức thấp, tiếp
tục giảm mặt bằng lãi suất…
Thứ hai,
tăng cường quy mô
ngân hàng, cụ thể là tiếp tục đẩy
mạnh quá trình mua bán, sáp
nhập các tổ chức tín dụng; đẩy
nhanh quá trình tái cấu trúc hệ
thống ngân hàng.
Thứ ba,
hạn chế quy mô tín
dụng, thắt chặt điều kiện tín
dụng; Xử lý nợ xấu quyết liệt,
đồng bộ, đúng lộ trình...
Thứ tư,
mức độ rủi ro tín
dụng phụ thuộc nhiều vào
tốc độ tăng trưởng tín dụng,
do vậy các ngân hàng cần tập
trung xây dựng chính sách cấp
tín dụng phù hợp, hướng đến
khách hàng, đa dạng hóa dịch
vụ ngân hàng.
Phát triển bền vững trong
môi trường cạnh tranh và có
nhiều rủi ro đòi hỏi các NHTM
phải thực sự hướng đến khách
hàng, coi khách hàng làm trung
tâm, thu hút và giữ chân được
khách hàng là một trong những
nhiệm vụ quan trọng.
Tài liệu tham khảo:
1. PGS., TS. Nguyễn Văn Tiến (2010), “Quản trị rủi ro trong kinh doanh ngân
hàng”, NXB Thống kê, Hà Nội;
2. Rose P.S. (2004), Quản trị ngân hàng thương mại, NXB Tài chính, Hà Nội;
3. TS. Nguyễn Đức Thảo (2003), “Thực trạng rủi ro tín dụng của các ngân
hàng thương mại ở Việt Nam hiện nay và các giải pháp phòng ngừa
hạn chế”;
4. Daniel Foos & ctg (2010), nghiên cứu các yếu tố tác động đến rủi ro tín dụng
tại 16 nghìn ngân hàng giai đoạn 1997-2007;
5. Nghiên cứu của Abhiman Das & Saibal Ghosh (2007), Các yếu tố tác động
đến rủi ro tín dụng ngân hàng.
cho kết quả p-value = 0,02987 < 0,05. Bác bỏ H0, tức
là không có tương quan giữa các sai số ngẫu nhiên.
(3) Kiểm định đồng liên kết, tức là kiểm định tính
dừng của phần dư của phương trình hồi quy và cho
kết quả p-value = 0,01< 0,05. Bác bỏ giả thuyết H0,
tức là phần dư của phương trình hồi quy có tính
dừng. Hệ số ước lượng có ý nghĩa và có mối quan
hệ trong dài hạn.
Như vậy, qua các bước kiểm định có thể đưa ra
nhận định về sự phù hợp của mô hình cốt lõi sau:
LNRRTD = - 5,79 + 0,002*LNLG + 0,91*QMTD
– 0,78*QMTS – 16,39*GDP
BẢNG 4: KẾT QUẢ BMA VỚI RRTD1
6 models were selected. Best 5 models (cumulative posterior probability = 0,9519 ):
p!=0 EV
SD model
1
model
2
model
3
model
4
model
5
Intercept
100 -6E+00 6E-01 -5,462 -5,678 -6,591 -6,476 -5,453
LNLG
4,8 2E-06 1E-04
.
.
.
.
.
LNLG1
92,9 2E-03 9E-04 0,002 0,002 0,002
.
0,002
QMTD
100 9E-01 9E-02 0,897 0,922 0,916 0,888 0,908
QMTS
100 -8E-01 9E-02 -0,794 -0,816 -0,815 -0,790 -0,804
GDP
82,6 -1E+01 8E+00 -16,268 -15,116 .
.
-17,336
CPI
23,4 -6E+00 2E+01 .
.
-37,108 -39,168 5,260
LSCV
29,6 1E+00 2E+00 .
1,160 4,712 4,788
.
nVar
4
5
5
4
5
r2
0,482 0,489 0,487 0,468 0,484
BIC
-81,25 -78,08 -77,74 -77,01 -76,63
post prob
0,597 0,122 0,103 0,071 0,059
Nguồn: Tính toán của tác giả
BẢNG 5: KẾT QUẢ HỒI QUY NHÂN TỐ TÁC ĐỘNG ĐẾN RRTD1
Balanced panel: n = 22, T = 7, N = 154
Coefficients
OLS
FEM
REM
Estimate Pr(>|t|)
Estimate Pr(>|t|)
Estimate Pr(>|t|)
(Intercept)
-5,462 0,000 ***
-5,789 0,000 ***
xLG1
0.002 0,001 **
0,002 0,001 *** 0,002 0,000 ***
xQMTD
0.897 0,000 *** 0,916 0,000 *** 0,905 0,000 ***
xQMTS
-0,794 0,000 *** -0,754 0,000 *** -0,783 0,000 ***
xGDP
-16,268 0,001 *** -16,986 0,000 *** -16,388 0,000 ***
R-Squared
0,482
0,366
0,400
Adj. R-Squared
0,467
0,304
0,387
p-value:
2E-16
6E-12
9E-16
Nguồn: Tính toán của tác giả
