Nghiên cứu về đòn bẩy tài chính trong hệ thống NHTM việt nam trong giai đoạn 2009 2015 khoá luận tốt nghiệp 332

BỘ GIÁO DỤC VÀ ĐÀO TẠO NGÂN HÀNG NHÀ NƯỚC VIỆT NAM HỌC VIỆN NGÂN HÀNG KHOA LUAN TOT NGHIỆP ĐỀ TÀI: NGHIÊN CỨU VỀ ĐỊN BẢY TÀI CHÍNH CỦA HỆ THONG NGÂN HÀNG THƯƠNG MẠI VIỆT NAM TRONG GIAI ĐOẠN 2009-2015 Giảng viên hướng dẫn : TS NGUYỄN THÙY DƯƠNG Sinh viên thực : ĐỖ CẢM NHUNG Mã sinh viên : 15A4000460 Lớp : K15NHK Khoa : Ngân hàng Hà Nội - 5/2016 i BỘ GIÁO DỤC VÀ ĐÀO TẠO NGÂN HÀNG NHÀ NƯỚC VIỆT NAM HỌC VIỆN NGÂN HÀNG KHOA LUAN TOT NGHIỆP ĐỀ TÀI: NGHIÊN CỨU VỀ ĐỊN BẢY TÀI CHÍNH CỦA HỆ THONG NGÂN HÀNG THƯƠNG MẠI VIỆT NAM TRONG GIAI ĐOẠN 2009-2015 Giảng viên hướng dẫn : TS NGUYỄN THÙY DƯƠNG Sinh viên thực : ĐỖ CẢM NHUNG Mã sinh viên : 15A4000460 Lớp : K15NHK Khoa : Ngân hàng Hà Nội - 5/2016 i LỜI CAM ĐOAN Tôi xin cam đoan rằng, đề tài nghiên cứu: “Nghiên cứu đòn bẩy tài hệ thống ngân hàng thương mại Việt Nam giai đoạn 2009-2015” cơng trình nghiên cứu khoa học riêng tôi, thông tin liệu sử dụng nghiên cứu trung thực, nội dung trích dẫn ghi rõ nguồn gốc kết luận nghiên cứu chưa công bố nghiên cứu khoa học Hà Nội, tháng năm 2016 Tác giả đề tài i DANH MỤC CÁC CHỮ VIẾT TẮT NHTM NHTW NHNN NHTMNN NHNNg NHTMCP VCSH TCTD BCTC Lev PROF SIZE GROW COLL GDP Ngân hàng thương mại Ngân hàng trung ương Ngân hàng nhà nước Ngân hàng thương mại nhà nước Ngân hàng nước Ngân hàng thương mại cổ phần Vốn chủ sở hữu Tổ chức tín dụng Báo cáo tài Địn bẩy tài Lợi nhuận Quy mô Tăng trưởng Tài sản chấp Tăng trưởng tổng sản phẩm quốc nội ii DANH MỤC BẢNG BIỂU Bảng 2.1: Vốn cấp theo Basel III 28 Bảng 2.2: Tổng tài sản theo Basel III 29 Bảng 3.1: Số lượng NHTM Việt Nam quacácnăm 31 Bảng 3.2: ROE trung bình ngành nhóm ngânhàngđại diện 34 Bảng 3.3: Hệ số an toàn vốn hệ thống tổ chức tín dụng Việt Nam số quốc gia giới năm 2013 .39 Bảng 3.4: Tỷ lệ địn bẩy tài NHTM từ 2009 đến 2015 .40 Bảng 3.5: Kết ảnh hưởng nhân tố lên địn bẩy tài .44 Biều đồ 3.1: Mức gia tăng vốn chủ sở hữu ngân hàng thương mại 32 từ 2009 đến 2015 32 Biều đồ 3.2: Mức gia tăng tổng tài sản ngân hàng thương mại 33 từ năm 2009 đến 2015 33 Biểu đồ 3.3: Tỷ lệ cho vay/ huy động vốn ngân hàng cuối năm 2014 35 Biểu đồ 3.4: CAR hệ thống ngân hàng thương mại Việt Nam_từ 2009 đến 2014 38 Biểu đồ 3.5: Biến động tỷ lệ địn bẩy tài ngân hàng thương mại từ năm 2009 đến 2015 41 Biểu đồ 3.6: Số lượng ngân hàng chia theo tỷ lệ địn bầy tài thời điểm cuối năm 2009 2013 42 Biểu đồ 3.7: Biến động lãi suất điều hành ngân hàng nhà nước 43 Biểu đồ 3.8: Quy mơ tổng tài sản địn bẩy tài NHTM .47 Biểu đồ 3.9: Tỷ lệ ROA ROE nhóm NHTMNN nhóm NHTMCP 47 Biểu đồ 3.10: Đòn bẩy tài hệ số an tồn vốn nhóm NHTMNN nhóm NHTMCP .48 Biểu đồ 3.11: Quy mơ vốn tự có, vốn điều lệ, tổng tài sản nhóm NHTMNN 49 iii MỤC LỤC LỜI MỞ ĐẦU CHƯƠNG TỔNG QUAN NGHIÊN CỨU VỀ ĐỊN BẨY TÀI CHÍNH CỦA HỆ THỐNG NGÂN HÀNG THƯƠNG MẠI .2 1.1 Tổng quan tình hình nghiên cứu đề tài 1.1.1 Các nghiên cứu giới liên quan đến đòn bẩy tài ngân hàng thương mại 1.1.2 Các nghiên cứu nước liên quan đến địn bẩy tài ngân hàng thương mại 1.2 Mục tiêu nghiên cứu 1.3 Câu hỏi nghiên cứu 1.4 Phương pháp nghiên cứu 1.5 Đối tượng phạm vi nghiên cứu 1.6 Ý nghĩa đề tài 1.7 Kết cấu đề tài CHƯƠNG CƠ SỞ LÝ LUẬN VỀ ĐỊN BẨY TÀI CHÍNH CỦA HỆ THỐNG NGÂN HÀNG THƯƠNG MẠI .9 2.1 Khái qt địn bẩy tài hệ thống ngân hàng thương mại 2.1.1 Khái quát chung cấu vốn ngân hàng thương mại 2.1.2 Khái niệm địn bẩy tài ngân hàng thương mại 10 iv CHƯƠNG THỰC TRẠNG ĐỊN BẨY TÀI CHÍNH TRONG HỆ THỐNG NGÂN HÀNG THƯƠNG MẠI VIỆT NAM 31 3.1 Khái quát hoạt động hệ thống ngân hàng thương mại Việt Nam 31 3.1.1 .Số lượng ngân hàng thương mại 31 3.1.2 .Vốn chủ sở hữu 31 3.1.3 Tổng tài sản 33 3.1.4 .Lợi nhuận 34 3.1.5 .Huy động vốn 35 3.2 Một số tiêu an toàn vốn hệ thống ngân hàng thương mại 36 3.2.1 Tỷ lệ an toàn vốn tối thiểu CAR ngân hàng 36 3.2.2 Thực trạng tỷ lệ địn bẩy tài ngân hàng thương mại từ 2009 đến 2015 40 3.2.3 .Nghiên cứu định lượng nhân tố tác động đến địn bẩy tài 43 3.3 Đánh giá tác động địn bẩy tài hoạt động hệ thống ngân hàng Việt Nam .46 3.3.1 Những tác động tích cực 46 3.3.2 Những tác động tiêu cực nguyên nhân 48 CHƯƠNG KHUYẾN NGHỊ VỀ VẤN ĐỀ ĐỊN BẨY TÀI CHÍNH TRONG HỆ THỐNG NGÂN HÀNG THƯƠNG MẠI VIỆT NAM GIAI ĐOẠN 2015-2020 51 4.1 Khuyến nghị sách với ngân hàng nhà nước quản lý tiêu an v LỜI MỞ ĐẦU Ngân hàng thương mại đóng vai trị quan trọng kinh tế, trung gian tài có vai trò cung cấp luân chuyển vốn cho chủ thể kinh tế, ổn định an toàn vốn hệ thống ngân hàng thương mại chủ đề nhà hoạch định sách quan tâm nhiều thời kì hậu khủng hoảng tài giới So sánh quy mô tổng tài sản với ngân hàng giới, ngân hàng thương mại Việt Nam thuộc nhóm ngân hàng vừa nhỏ, tỷ lệ an tồn cấu trúc vốn thấp Bên cạnh đó, xu hướng tăng tỷ lệ vay nợ để bù đắp tổn thất sau khủng hoảng tài ngân hàng thương mại làm cho mức độ an toàn ngân hàng thương mại Việt Nam thấp Trên giới có nhiều nghiên cứu cấu trúc vốn địn bẩy tài ngân hàng thương mại, xét hoàn cảnh thực tế ngân hàng Việt Nam, có nghiên cứu nói chủ đề Chính nghiên cứu địn bẩy tài tiêu an toàn vốn ngân hàng thương mại cần thiết có ý nghĩa thực tiễn giai đoạn CHƯƠNG TỔNG QUAN NGHIÊN CỨU VỀ ĐÒN BẨY TÀI CHÍNH CỦA HỆ THỐNG NGÂN HÀNG THƯƠNG MẠI 1.1 Tổng quan tình hình nghiên cứu đề tài 1.1.1 Các nghiên cứu giới liên quan đến đòn bẩy tài ngân hàng thương mại Địn bẩy tài loại hình doanh nghiệp đặc biệt - ngân hàng thương mại - nghiên cứu từ lâu, đặc biệt từ phía quan giám sát quản lý Theo nghiên cứu Michael, 2003, trước năm 1980, quản lý định lượng đòn bẩy tài vấn đề đề cao Một số quốc gia giới có quy định an tồn vốn tối thiểu khơng quy định cụ thể mức địn bẩy tài cần áp dụng cho ngân hàng thương mại Năm 1988, Những nỗ lực quản lý tỷ lệ đòn bẩy tài ngân hàng thương mại ghi nhận nhờ đời Hiệp ước Basel I, nhiên Basel I khơng trực tiếp đưa tỷ lệ địn bẩy tài mà đưa quy định hệ số an toàn vốn (CAR) Tỷ lệ theo quy định Basel I không phản ánh mức độ rủi ro hoạt động ngân hàng tính đến rủi ro tín dụng việc phân loại tài sản khơng có mức trọng số rủi ro riêng khiến cho tỷ lệ địn bẩy tài ngân hàng cao mức rủi ro mà ngân hàng chấp nhận Sau khủng hoảng năm 90, quy định Basel I khơng cịn phù hợp Năm 2004, Basel II ban hành, thức có hiệu lực vào tháng 1/2007 Quy ước Basel II gồm trụ cột bản: (i) Trụ cột 1, yêu cầu vốn tối thiểu; (ii) Trụ cột 2, cơng tác kiểm tra rà sốt; (iii) Trụ cột 3, thông tin thị trường Basel II đưa nhiều điểm cách xác định tỷ trọng vốn tối thiểu: (1) Về việc phân loại tài sản có, NHTM lựa chọn phương pháp xác định trọng số rủi ro tài sản gồm phương pháp tiêu chuẩn, phương pháp xếp hạng tín dụng nội phương pháp xếp hạng tín dụng nâng cao (2) Về việc tính hệ số an tồn vốn tối thiểu, Basel II đề cập tới rủi ro vận hành rủi ro thị trường, đồng thời, dù tỷ lệ CAR tối thiểu không tăng, Basel II yêu cầu ngân hàng tăng vốn điều lệ, thông qua việc tăng tỷ trọng rủi ro lên mức 150%, đưa thêm yêu cầu vốn rủi ro vận hành rủi ro thương mại.Mặc dù mức tỷ lệ đòn bẩy tài NHTM chưa quy định trực tiếp, Basel II giới hạn mức đòn bẩy thơng qua quy định tỷ lệ an tồn vốn tối thiểu Tuy nhiên, khủng hoảng 2007-2009, quy định tỷ lệ vốn tối thiểu hệ thống ngân hàng chứng tỏ không hiệu Ủy ban Basel ban hành Basel III nhằm nâng cao mức quy định an toàn hệ thống ngân hàng so với Basel II Ngoài việc thắt chặt quy định hệ số an toàn vốn CAR, Basel III bổ sung quy định địn bẩy tài chính, theo đưa yêu cầu mức vốn tối thiểu cần thiết dựa giá trị KẾT LUẬN Ngân hàng thương mại với vai trò trung gian tài đảm bảo lưu thơng tiền tệ Vì NHTM có ảnh hưởng hầu hết đến hoạt động kinh tế xã hội xem ngành quan trọng Vì vậy, muốn ổn định kinh tế phải ổn định hoạt động ngành ngân hàng Hơn an toàn vốn coi mục tiêu quan trọng kinh doanh ngân hàng, việc đảm bảo tiêu an toàn vốn ngân hàng đo lường trung thực, hợp lý sử dụng hiệu đóng vai trị khơng nhỏ việc đảm bảo phát triển bền vững toàn hệ thống ngân hàng thương mại Xuất phát từ lý thuyết tài doanh nghiệp cấu trúc vốn, xuất phát từ nghiên cứu giới địn bẩy tài hệ thống ngân hàng thương mại, đề tài phân tích sở luận đặc điểm, vai trị địn bẩy tài rủi ro liên quan đến địn bẩy tài hệ thống ngân hàng thương mại Từ số liệu thống kê hệ số an toàn vốn tối thiểu tỷ lệ địn bẩy tài ngân hàng thương mại, nhóm nghiên cứu đưa kết luận xu hướng biến động địn bẩy tài giai đoạn 2009-2015: Hầu hết ngân hàng thương mại sử dụng tỷ lệ nợ/tổng tài sản tăng nguyên nhân cho xu hướng tăng nợ ngân hàng thương mại động thái tăng lượng cung tiền kinh tế Ngân hàng trung ương Đề tài rút kinh nghiệm từ nghiên cứu thực nghiệm nhân tố ảnh hưởng đến địn bẩy tài doanh nghiệp phi tài giới rút kết luận nhân tố ảnh hưởng đến địn bẩy tài ngân hàng thương mại gồm: Lợi nhuận, Tài sản chấp, Quy mô ngân hàng, tốc độ tăng trưởng ngân hàng, tăng trưởng tổng sản phẩm quốc nội Từ nghiên cứu này, kết hợp với cơng trình nghiên cứu giới đề tài xây dựng mơ hình đo lường mức độ ảnh hưởng nhân tố đến đòn bẩy tài ngân hàng đưa khuyến nghị sách ngân hàng trung ương khuyến nghị ngân hàng thương mại biện pháp quản lý sử dụng hiệu đòn bẩy tài 62 DANH MỤC TÀI LIỆU THAM KHẢO • • Tiếng Việt: Tài liệu đọc chương trình giảng dạy kinh tế Fullbright (Niên khóa 2010-2012), Xinh Xinh (biên dịch) Trọng Hồi (Hiệu đính, Mơn học phương pháp định lượng, chương 16: Các mơ hình hồi quy liệu bảng Huỳnh Hữu Mạnh (2010), Bằng Chứng Thực nghiệm nhân tố tác động đến cấu trúc vốn doanh nghiệp niêm yết thị trường chứng khoán Việt Nam, Luận văn thạc sỹ kinh tế, Trường Đại học Kinh tế TP.HCM Đoàn Ngọc Phi Anh (2010), Các nhân tố ảnh hưởng đến cấu trúc tài hiệu tài chính: tiếp cận theo phương pháp phân tích đường dẫn, Tạp chí khoa học công nghệ, Trường Đại học kinh tế Đà Nang - số 5(40).2010 Lê Hồng Vinh (2008), Xây dựng mơ hình cấu vốn hợp lý cho doanh nghiệp Việt Nam, luận văn thạc sỹ kinh tế, Trường đại học kinh tế TP.HCM Lê Trọng Thuần (2010), nghiên cứu cấu trúc vốn công ty niêm yết ngành thực phẩm giai đoạn 2005-2009, luận văn thạc sỹ kinh tế, Trường Đại học Kinh tế TP.HCM Lê Thị Tuấn Nghĩa (2014), Vấn đề địn bẩy tài hệ thống NHTM Việt Nam, đề tài nghiên cứu khoa học cấp ngành Nguyễn Đức Trung (2011) An toàn vốn NHTM - Thực trang Việt Nam giải pháp cho việc áp dụng hiệp ước tiêu chuẩn vốn Basel II & III Nguyễn Hoàng Châu (2011), Nhân tố tác động đến cấu trúc vốn NHTM Việt Nam, luận văn thạc sỹ kinh tế Báo cáo thường niên Ngân hàng 2009, 2010, 2011, 2012, 2013, 2014 Tiếng anh: Monica Octavia and Rayna Brown (2008), Determinants of Bank Capital Structure in Developing Countries: Regulatory Capital Requirement versus the Standard Determinants of Capital Structure, Department of Finance The University of Melboune, Victoria 3010, AUSTRALIA Tran Dinh Khoi Nguyen (2006) “Capital structure in small and medium-sized enterprises: the case of Vietnam”, ASEAN Economic Bulletin, 23, 192-211 Rient Gropp and Florian Heider (2009), The determinants of bank capital 63 Diamond, D and Rajan, R (2000) A theory of bank capital, Joural of Finance 55, 2431-2465 • Tài liệu web: http://finance.vietstock.vn/vi/ www.sbv.gov.vn https://bankscope.bvdinfo.com 64 PHỤ LỤC: PHÂN TÍCH ĐỊNH LƯỢNG CÁC NHÂN TỐ TÁC ĐỘNG ĐẾN ĐÒN BẦY TÀI CHÍNH CỦA NGÂN HÀNG THƯƠNG MẠI Cơ sở liệu phương pháp định lượng 1.1 Quy mô mẫu quan sát a Lựa chọn mẫu quan sát Dữ liệu thu thập dựa nguồn liệu NHTM Nhà nước, NHTM Cổ phần, Ngân hàng liên doanh Ngân hàng nước Theo nghị định số 141/2006/NĐ-CP Thủ tướng Chính phủ đến hết năm 2010, yêu cầu vốn điều lệ NHTM tối thiểu 3,000 tỷ đồng Vì vậy, nghiên cứu mẫu lựa chọn ngân hàng từ 35 NHTM với điều kiện là: - Loại hình ngân hàng: NHTM nhà nước, NHTM cổ phần, ngân hàng liên doanh, ngân hàng nước - Vốn điều lệ: Tính đến hết tháng 12/2014 NHTM lựa chọn có vốn điều lệ tối thiểu 3000 tỷ đồng - Thời gian hoạt động: NHTM có thời gian hoạt động 10 năm (kể thời gian đổi tên ngân hàng) Từ điều kiện trên, đề tài tổng hợp liệu 25 NHTM nước thỏa mãn điều kiện mẫu từ năm 2009 - 2014 Đây giai đoạn sau khủng hoảng kinh tế toàn cầu năm 2008, Ngân hàng lĩnh vực chịu hậu trực tiếp nghiêm trọng từ đợt khủng hoảng Vì vây, nghiên cứu góp phần đánh giá biến động địn bẩy tài sau đợt khủng hoảng Như vậy, với số liệu đề tài nghiên cứu có: Quan sát NHTMCP Nhà nước Quan sát NHTMCP khác b Nguồn số liệu Đối với liệu ngân hàng: Đề tài thu thập liệu thông qua Báo cáo thường niên Báo cáo tài NHTM cơng bố hàng năm website NHTM Bằng phương pháp tìm kiếm, trích lọc xếp liệu, nhóm nghiên cứu loại trừ 10 tổng số 35 ngân hàng khơng đủ liệu, mẫu cuối cịn lại 25 ngân hàng Đối với liệu biến vĩ mô: Đề tài thu thập số liệu biến kinh tế vĩ mô thông qua tổng cục thống kê Việt Nam Về kích thước mẫu nghiên cứu mơ hình: Với quy mơ mẫu chọn 25 ngân hàng số 35 NHTM Việt Nam (chiếm 67.56%), tổng số vốn điều lệ mẫu chiếm 76,86% tổng số vốn điều lệ NHTM Việt Nam Vì vậy, mẫu đủ tiêu mang tính đại diện thống kê 1.2 Các biến số phương pháp định lượng a Mơ hình hồi quy Dựa lý thuyết nghiên cứu cấu trúc vốn ngân hàng giới, đề tài vận dụng mở rộng sở tài liệu có Việt Nam Trong đề tài nghiên cứu, dựa vào việc thu thập liệu, đặc thù NHTM Việt Nam, đề tài xây dựng nhân tố tác động đến địn bẩy tài NHTM gồm: Lợi nhuận (PROFIT), Quy mô (SIZE), Giá trị tài sản chấp (COLL), Tăng trưởng (GROW) biến phụ thuộc biến địn bẩy tài (LEVERAGE) Các biến đo lường dựa số liệu giá trị sổ sách BCTC công bố NHTM Mơ hình thể qua phương trình hồi quy sau: Lev, = β0 + β,PRGFit, + β Ln(SIZE)it-, + β3CGLLit, + β GROW,t (2.2) Trong đó: i ngân hàng xét t thời gian xét đến Để bổ sung vào nghiên cứu nhân tố tác động đến tỷ lệ địn bẩy tài NHTM Việt Nam, đề tài lựa chọn biến vĩ mô kinh tế để bổ sung vào mơ hình Đại diện cho yếu tố vĩ mơ, đề tài lựa chọn biến tăng trưởng tổng sản phẩm quốc nội làm đại diện Để đánh giá kết tác động GDP lên địn bẩy tài chính, để sử dụng mơ hình hồi quy thứ hai là: Lev2 = β + β,PRGFit-, + β2 Ln(SIZE)it-, + β3CGLLιt-, + β4 GRGWt + β5 GDp (2.3) Trong đó: i ngân hàng xét t thời gian xét đến b Mơ tả biến khảo sát • Biến địn bẩy tài (Leverage) Để đo lường nhân tố tác động lên Địn bẩy tài NHTM, biến phụ thuộc lựa chọn biến Đòn bẩy tài Bien aon bay tài chinh {L∖ = - - TTS Cách tính sử dụng cơng trình nghiên cứu Group Heider (2009), Monica Octavia Rayna Brown (2008) • Biến lợi nhuận (Profitablity) Lợi nhuận kết cuối q trình kinh doanh, phần lợi ích phân phối cho chủ nợ chủ sở hữu ngân hàng Vì vậy, việc lựa chọn tỷ lệ địn bẩy tài ln cân nhắc đến phần lợi ích mà bên nhận Do lợi nhuận tạo dựa tài sản ngân hàng nên để đại diện cho yếu tố lợi nhuận tác động đến Địn bẩy tài đề tài sử dụng tỷ lệ lợi nhuận tổng tài sản làm nhân tố đại diện Biến lợi nhuận (PROF) biến độc lập xác định tỷ lệ lợi nhuận sau thuế tổng tài sản, cụ thể sau: _ LMST Biền lợi ỉỉhuqh (PROF) = —ɪ- ĨTS Cơng thức tính biến lợi nhuận xác định dựa nghiên cứu Group Heider (2009), Huỳnh Hữu Mạnh (2010) Theo lý thuyết nghiên cứu thực nghiệm nhân tố tác động đến CTV doanh nghiệp phi tài lợi nhuận tác động ngược chiều lên Địn bẩy tài Có nghĩa doanh nghiệp có lợi nhuận nhiều vay nợ Và điều phù hợp với nghiên cứu Rient Groop Florian Heider (2009), Monica Octavia Rayna Brown (2008), Ebru Qaglayan (2010) Do vậy, giả thiết đặt với biến lợi nhuận H 1: Lợi nhuận tác động nghịch biến lên đòn bẩy tài • Biến tài sản chấp (Collateral) Tài sản chấp đặc trưng tài sản hữu hình, tài sản có khả đáp ứng nhu cầu chấp cho khoản nợ ngân hàng Theo nghiên cứu Octavia Rayna Brown (2008) Group Heider (2009), tài sản chấp bao gồm: Tổng chứng khốn, Tín phiếu kho bạc, Tín phiếu khác, Trái phiếu, Các chứng tiền gửi, Tiền mặt Tiền gửi ngân hàng, đất đai nhà cửa, tài sản hữu hình khác Đối chiếu với cách phân bổ đặc trưng BCTC tính chất tài sản hữu hình NHTM Việt Nam khoản mục tài sản hữu hình bao gồm tương ứng khoản sau: - Tiền mặt, vàng bạc, đá quý; - Tiền gửi Ngân hàng Nhà nước; - Tiền gửi tổ chức tín dụng khác; - Chứng khốn kinh doanh; - Các cơng cụ tài phái sinh tài sản tài khác; - Chứng khốn đầu tư; - Góp vốn, đầu tư dài hạn; - Tài sản cố định hữu hình Biến tài sản chấp (biến độc lập) xác định tỷ lệ Tổng tài sản hữu hình/ Tổng tài sản Tài sản chấp (Coll) = (Tiền mặt, vàng bạc, đá quý + Tiền gửi Ngân hàng Nhà nước + Chứng khoán kinh doanh + Các cơng cụ tài phái sinh tài sản tài Cách xáckhác định + Chứng biến Tăng khốn trưởng đầu tưnày + Góp vốn, đầu sử dụng tư dàitrong hạn + nghiên Tài sản cứucốTrần định Đìnhhữu Khơihình)/Tổng Ngun (2006) tài sản Cách Tăng xác trưởng địnhlàbiến mộttàibằng sản chứng chấpngày mở xác rộngđịnh đốitrong với ngân nghiên hàng cứu Vì vậy, Group ngân hàng Heider có tốc(2009), độ tăng Monica trưởng Octavia lớn, thường Rayna Brown nhận thấy tổng tài sản tăng nhanhTheo hơn.lýTheo thuyếtlývềthuyết trật tựvề phân chihạng phí đạikhi diện tài sản đối chấp với tăngdoanh tăngnghiệp uy tín có tăng ngân trưởnghàng nhanh trênthì thị thường trường, khiến cổ cho đông người không gửi tiền dễtin dàng tưởng chia vàosẻngân hội hàng lợihơn, nhuận chotài cácsản chủ thếnợchấp đó, tương tốc quan độ tăng thuận trưởng với địntương bẩy tài quan nghịch Đồng vớithời, địn bẩy lý tàithuyết chính.về CTV Giả cũngthiết choHrằng việctrưởng có nhiều có mối tài quan sản hệ chấp nghịchsẽbiến tăngvới tính Địn minh bẩybạch tài thơng tin, 4: Tăng giảm bất cân• xứng Biến tăng thơng trưởng tin tổngchủ sảnnợ phẩm chủ quốcsởnội hữu (GDP) Do đó, doanh nghiệp dễ dàng tiếp cậncơvốn vayvốn hơncủa nữa.ngân hàng, chịu ảnh hưởng nhân tố nội tại, Trong cấu thiết đặt H2: tố Tàivĩsảnmơthếnhưng chấp tác động đồngtổng biến sản với địn tài nội chịu Và ảnh giả hưởng cáclàyếu Tăng trưởng phẩmbẩy quốc (GDP) Biến GDP tính dựa tiêu tăng trưởng GDP hàng năm Tổng cục • Biến quybố môhàng (Size) Thông kê công năm Quy Biến mô tăngngân trưởng hàngtổng đượcsản thểphẩm qua quốctổng nộitài(GDP) sản = ngân tăng hàng, trưởngvàtổng đượcsản tínhphẩm theo quốclogarit nội tự nhiên tổng tài sản: Việc xác định biến BiếnGDP Quy mô (SIZE)sử= dụng Ln (Tổng tài sản)cơng trình nghiên cứu Trần Đình Cách Khơi xác định Ngun (2006), tương tựGroup Heider nghiên (2009) cứu của: Group Heider (2009), Monica Trong Octavia thờivà kỳRayna GDP Brown tăng trưởng (2008)thì nguồn vốn kinh tế thường dồi dào, nên làRõđiều ràng, kiện tổng thuận tài sản lợi chongân NHTM hàng huylớn động càngvốn thể Đồng sức thời, mạnh củacác ngân nghiên hàng cứu tạo Trần uyĐình tín đối Khơi với Nguyên chủ nợ (2006), (chủ nợ Group bao gồmHeider chủ thể (2009) cho vay cho người gửiGDP tiền) có quan Đồng hệ thời, chiều Quy mơ vớingân Địn hàng bẩy tàicàng lớn thể rủi ro phá sản thấp Do đó, tổng tài Vàsản mộtcủagiảngân thuyết hàngđặt lớn H có nhiều Tăngcơtrưởng hội tổnghuy sảnđộng phẩm vốnquốc nội tác 5: Biến dân độngcư đồng biếntổ lênchức Địnkinh bẩy tài tế Đồngngân thời,hàng nghiên cứu CTV doanh nghiệpNhư phivậy, tài nghiên Rayna Brown dự kiếnvàxucác hướng cứu biếncủa độcOctavia lập tác động lên đòn bẩy tài(2008) ngân nước đangsau: phát triển; Group Heider (2009) nước phát triển khẳng định hàng quy mơ có tác động đồng biến lên địn bẩy tài Một giả thiết đặt H3: Quy mô tác động đồng biến lên địn bẩy tài • Biến tăng trưởng (Grow) Biến tăng trưởng ngân hàng tính dựa tốc độ tăng trưởng tổng tài sản ngân hàng xác định thơng qua cơng thức tính là: ,„ TTS -TTS-1 Biên tăng trưđng = -— r—1 Nhân tố tácđó: động Kýtạihiệu Trong t năm khảo sát Xu hướng dự kiến Quy mô SIZE + Tăng trưởng GROW - Lợi nhuận PROF - Tài sản chấp COLL + Tăng trưởng tổng sản phẩm quốc nội GDP + Probability Lev Lev PROF COLL SIZE GROW PROF GDP -0.3494*** Kết định lượng COLL -0.033 0.0671 2.1 Mơ hình hồi quy SIZE 0.7227 ***a Phân -0.1308** tích tương -0.0017 quan GROW 0.0738 0.2226 0.0405 -0.1237mối quan 1hệ biến định tính Phân tích độ tương quan để đo lường GDP 0.0473 -0.3252 có hệ mơ hình.0.2430*** Nếu -0.013* biến độc lập0.1736*** mơ hình, khơng có cặp biến số tương quan lớp 0,8 chấp nhận ngược lại xem mơ hình bị tượng đa cộng tuyến Từ kết tính tốn chương trình Stata ta có kết mối quan hệ tương quan biến độc lập với biến độc lập với biến phụ thuộc sau: Tương quan biến mơ hình PROF COLL SIZE GROW - - - Coef Std Err t Prof > |t| [95% conf 2.601891*** 3929542 -6.62 0.000 -3.380186 0007757 0152147 0.05 0.959 -.0309104 Các biến lợi nhuận, quy mô, tài sản chấp ước lượng với độ trễ năm 028138*** 0021206 13.27 0.000 0323381 với giả thiết ảnh.0089525 hưởng 2.08 biến lên0.040 năm tiếp.0363258 theo địn bẩy tài 0185942 Biến tăng trưởng tính với tốc độ tăng trưởng với địn bẩy tài • Kết mơ hình hồi quy ước lượng Địn bẩy tài Kết mơ hình hồi quy theo phương pháp Pooled OLS Kết hồi quy đòn bẩy tài theo phương pháp Pooled OLS Từ kết mơ hình ta nhận thấy khơng có tượng tương quan cặp biến độc lập mơ hình giá trị tương quan lớn 0.3252 Điều cho thấy biến mơ hình phù hợp Sau đề tài tiến hành kiểm định mô hình hồi quy nhân tố tác động lên địn bẩy tài Ngân hàng, trước hết phân tích mơ hình hồi quy nhân tố nội NHTM Việt Nam b Phân tích hồi quy nhân tố nội tác động đến Đòn bẩy tài NHTM Việt Nam Dựa vào liệu 25 Ngân hàng thời gian từ năm 2009 đến 2014 với biến phụ thuộc Biến địn bẩy tài (Lev) biến độc lập Lợi nhuân (PROF), Quy mô (SIZE), Tài sản chấp (COLL) tăng trưởng (GROW) Đề tài sử dụng phương pháp Pooled OLS để ước lượng tham số cho mơ hình Mơ hình dự kiến là: Lcv1 = β + β1PROFιt-1 + β Ln(SIZE)i t-1 + β3COLLιt-1 + β GROWlt V ới i, t ngân hàng năm nghiên cứu PROF COLL SIZE GROW _cons Coef Std Err t Prob > t [95% conf -.4614844 3858531 -1.20 0.235 -1.2275 0148863 0.52 0.603 -.0373137 -.0077606 hồi quy 4.70 Đòn bẩy tài với tác động cố định 0073775 0.000 0199948 0346409*** Kết effect) 0062802 3.49 (Fixed0.001 009474 0219418*** 2726531** Coef .1361376 Std Err PROF COLL SIZE GROW -1.158509*** 0047912* 0286427*** 024963*** 3532546 0145413 0030507 0063855 _cons 3865031*** 0564661 2.00 z 0.048 Prob > ∣z∣ -3.28 0.001 -0.33 0.742 9.39 0.000 3.91 0.000 R-sq: overall: 0.5788 6.84 0.000 0023858 [95% conf -2.759034 -.0005249 0199318 -.0010741 F (4, 95) = 9.05 1924622 Prob > F = 0.0000 +Kiểm định phù hợp mơ hình: Qua kiểm định F ta có hệ số hồi quy F = 9.05 với mức ý nghĩa 1%, đó, mơ hình phù hợp +Kiểm định Wald với giả thiết H0: biến có ràng buộc R-squared =test 0.6769 F (8,+ 116) test Prof Coll Size Grow Prof + Coll + Size Grow= =30.37 Adj R-squared = 0.6546 Prob > F = 0.000 (1) Prof = Prof + Coll + Size + Grow = Từ kết mơ hình ta có hệ số R2 = 0.6769 biến độc lập quy mô lợi (2) Coll = F (1, 24) = 12.53 nhuận có mức ý nghĩa sig < 0.01, tức các> biến độc lập đưa vào mơ hình (3) Size = Prob F = 0.0017 phù hợp=và (4) Grow có mức ý nghĩa 1% Hệ số Adj R-squared cho thấy độ tương thích mơ hình 65.46% hay= nói cách khác 65.46% biến thiên biến phụ thuộc giải thích F (4, 95) 30.75 biếnProb độc >lập mô hình F= 0.0000 Đồng thời, qua số kiểm địnhp-value phùnhỏ hợphơn của0.01, hàmnên hồibác quy hệ số Theo kết bảng ta thấy bỏtagiảcóthiết H 0:hồi quy F= 30.37 vớiràng mứcbuộc, ý nghĩa hơnbiến 1%,cần mơđược hìnhđưa nàyvào phù Các biến có nhỏ đó, thiết mơ hợp hình Tuy nhiên đốitra vớihiện cáctượng mơ hình hồi tuyến quy tuyến tính sử dụng liệu bảng, để tăng +Kiểm đa cộng phù củatrận mơhệhình quan đánh giá độngcóchéo có biến Tahợp có ma số tương mà xéttác không cặp biến hệ thời kết gian lớn 0.8,thìnên cósử thểdụng khẳng địnhtích rằnghồi không đa cộng xảytác ra.động Ngân hàng cần phân quy có vớihiện hiệutượng ứng cố định tuyến hay với Kết pháp hồi quy tài áp với tác động ngẫu cứu nhiên ngẫu nhiên, -phương nàyĐòn bẩy dụng nghiên Ebu Caglayan Kết quy tiếp Địntheo bẩy tài tác động ngẫu (2010) Vì vậy, tronghồiphần đề tài tiếnvớihành hồi quy mơnhiên hình tuyến tính với (Random effect) hiệu ứng cố định tác động nhẫu nhiên để đánh giá lựa chọn mơ hình phù hợp - Kết hồi quy mơ hình với địn bẩy tài kết hợp tác động hiệu ứng cố định Var Lev E đinh Wald - Kiểm 0015396 0003365 sd = sqrt(Var) 0392376 0183437 Theo kết bảng ta thấy p-value nhỏ nhiều 0.01, nên bác bỏ giả thiết U 0001687 0129872 H0: Các biến có ràng buộc, đó, biến cần thiết đưa vào mơ hình - Kiểm tra tượng đa cộng tuyến Ta có ma trận hệ số tương quan mà xét cặp biến có hệ kết lớn 0.8, nên khẳng định khơng có tượng đa cộng tuyến xảy • Chọn mơ hình hồi quy Để định lựa chọn mơ hình Random effect Pooled OLS ta sử dụng kiểm định Breusch-Pagan Lagrange multiplier Kết kiểm định Breusch-Pagan Lagrange multiplier R-sq: overall = 0.6224 Wald chi2(4) = 115.31 Prob > chi2 = 0.0000 (b) fixed (B) random Prof Coll -.4614844 -1.158509 -.0077606 -.0047912 Kết kiểm định Hausman Size Hausman random 0346409 0286427 fixed Grow 0219418 (b-B) Difference 6970247 -.0029694 0059982 024963 -.0030212 -Coeficients Test: Var(u) = Chibar2(01) = 20.80 Prob> chibar2 =0.000 Kết kiểm định cho thấy giá trị Prob>chibar2 < 0.05 nên định chọn mô hình Random effect Để định lựa chọn mơ hình Random effect với fixed effect ta sử dụng kiểm định Hausman GDP Coef Std Err t Prob > F [95% conf -.508865*** 2801119 -1.82 0.001 -1.085788 0074864 0079393 -0.94 0.355 -.0238378 038765*** 0094972 4.08 0.000 0192051 -.0191782** 006852 2.80có tác0.010 Kết hồi quy địn bẩy tài động yếu 0050662 tố vĩ mô với tác động cố -4.02e-09 2.27e-09 -1.77 định0.089 -8.69e-09 _cons -.2100598 PROF COLL SIZE GROW 1743257 1.20 0.239 -.1489706 b = consistent under Ho and Ha; obtained from xtreg B = inconsistent under Ha, efficient under Ho; obtained from xtreg Test: Ho: difference in coefficients not systematic Chi2(4) = 39.99 Prob > chi2 = 0.0000 Từ kết kiểm định, ta thấy giá trị Prob>chi < 0.01 nên định sử dụng mô hình với hiệu ứng cố định Vậy hồi quy với mơ hình fixed effect mang lại kết tốt • Phân tích hồi quy nhân tố tác động đến Địn bẩy tài có tác động yếu tố vĩ mô Để mở rộng cho việc kiểm tra yếu tố vĩ mơ tác động đến địn bẩy tài NHTM Việt Nam hay khơng, ta tiến hành bước ước lượng mơ hình với biến giải thích bổ sung GDP biến ước lượng đại diện cho yếu tố vĩ mô kinh tế Mơ hình hồi quy tuyến tính có dạng sau: Lev2 = β0 + βγPROFιt-l + β Ln(SIZE)it-, + β3COLLιt-, + β GROWht + β GDPt + β It + c + ct + eι.t +Kết mơ hình hồi quy Trước tiên, ta tiến hành phân tích hồi quy mơ hình Fixed effect sau: (7) Size = Prob > F = 0.0001 (8) Grow = F (5, 25) = 34.48 Prob > F = 0.0000 Theo kết bảng ta thấy p-value nhỏ nhiều 0.01, nên bác bỏ giả thiết H0: Các biến có ràng buộc, đó, biến cần thiết đưa vào mơ hình +Kiểm tra tượng đa cộng tuyến: Ta có ma trận hệ số tương quan mà xét khơng có cặp biến có hệ kết lớn 0.8, nên khẳng định khơng có tượng đa cộng tuyến xảy Như vậy, kết cho thấy mơ hình Lev phù hợp, sử dụng làm kết R-sq: overall = 0.5790 F (5, 25) = 8.63 nghiên cứu với độ tin cậy cao Prob > F = 0.0001 Lev2 = -0.21006 - 0.50886PROF + 0.00748COLL + 0.38765SIZE - 0.01917GROW - (4.02e - 0.9)GDP + [CS = F ] Trong mơ hình mức độ giải thích biến độc lập biến giải thích cải thiện với mức độ giải thích mơ hình R2 = 57.9% Tuy nhiên, để chắn độ phù hợp mơ hình ta cần tiến hành kiểm định phù hợp cho mơ hình +Kiểm định phù hợp mơ hình Kiểm định giả thiết hệ số hồi quy riêng: Với giả thiết mơ hình H0: βi = H1: β ≠ 0; sử dụng kết giá trị xác suất p, từ thống kê p i mơ hình ta có kết sau: Hằng số C có giá trị xác suất p = 0.239, số khơng có ý nghĩa việc giải thích mơ hình Kết biến Lợi nhuận Quy mơ nhận giá trị xác xuất p nhỏ 1%, điều có nghĩa hai biến có ý nghĩa cao việc giải thích mơ hình Biến tăng trưởng có p