GIỚI THI U
ý do chọn đề t i
Ngân hàng giữ vai trò trung gian tài chính quan trọng trong nền kinh tế, là nguồn cung cấp vốn duy nhất và có ảnh hưởng lớn đến sự ổn định của hệ thống tài chính Việc hiểu rõ các yếu tố quyết định lợi nhuận của ngân hàng là cần thiết để đảm bảo sự ổn định cho nền kinh tế.
Lợi nhuận Ngân hàng là một khái niệm có sự khác nhau giữa các nghiên cứu, với các yếu tố lý thuyết như tỷ lệ vốn, tăng trưởng tín dụng và kiểm soát chi phí đóng vai trò quyết định Tuy nhiên, các bằng chứng thực nghiệm cho thấy còn nhiều yếu tố khác ảnh hưởng đến lợi nhuận Ngân hàng Nhiều nghiên cứu đã chỉ ra rằng tỷ lệ vốn, dự phòng rủi ro tín dụng và kiểm soát chi phí là những yếu tố quan trọng để đạt được lợi nhuận cao Trên thế giới, nhiều nghiên cứu thực nghiệm, như của Bourke, đã phân tích các yếu tố quyết định lợi nhuận Ngân hàng.
(1989), Molyneux và Thornton (1992), Demirguc-Kuntvà Huizinga (1999), Bashir
Nghiên cứu về lợi nhuận ngân hàng tại Việt Nam còn nhiều hạn chế, chủ yếu tập trung vào một nhân tố tác động duy nhất Các nghiên cứu gần đây, như của Dr Aremu và Mukaila Ayanda (2013), cùng với các tác giả như Liễu Thu Trúc và Võ Thành Danh (2012), thường áp dụng phương pháp nghiên cứu truyền thống trong việc xử lý và phân tích dữ liệu, dẫn đến việc thiếu sự đa dạng trong các phương pháp nghiên cứu.
Trong những năm gần đây, hoạt động của khu vực Ngân hàng đã trải qua nhiều biến động mạnh mẽ Giai đoạn 2005 - 2007 được coi là thời kỳ hoạt động hiệu quả nhất của các Ngân hàng Tuy nhiên, gần đây, lợi nhuận của Ngân hàng đã giảm sút đáng kể, không còn dễ dàng đạt được lợi nhuận lớn như trước Theo báo cáo của Ngân hàng Nhà nước, lợi nhuận trong 6 tháng đầu năm 2013 đã giảm 16,5% so với cùng kỳ năm trước, trong khi tăng trưởng tín dụng toàn hệ thống chỉ đạt 4,5%, mức thấp nhất trong suốt một thập kỷ.
Tín dụng chiếm khoảng 80-90% lợi nhuận của ngân hàng, do đó, sự tăng trưởng thấp sẽ ảnh hưởng đáng kể đến lợi nhuận Hiệu quả hoạt động của ngân hàng không chỉ tác động đến nhà quản trị mà còn đến quyền lợi của nhà đầu tư Vì vậy, việc nghiên cứu các nhân tố quyết định lợi nhuận ngân hàng là cần thiết Xuất phát từ thực tiễn này, tác giả đã chọn đề tài “Nghiên cứu các nhân tố tác động đến lợi nhuận của các Ngân hàng TMCP ở Việt Nam” nhằm bổ sung kiến thức và ứng dụng trong việc xây dựng chính sách quản lý ngân hàng tại Việt Nam.
Mục tiêu nghiên cứu
Nghiên cứu này kiểm tra các yếu tố ảnh hưởng đến lợi nhuận của các Ngân hàng Thương mại Cổ phần (TMCP) tại Việt Nam trong giai đoạn 2008-2012 Các yếu tố nội bộ của ngân hàng bao gồm tỷ lệ vốn, tỷ lệ nợ, tỷ lệ huy động vốn, tỷ lệ dự phòng rủi ro tín dụng, tỷ lệ chi phí ngoài lãi, tỷ lệ thu nhập ngoài lãi, quy mô và tỷ trọng tài sản cố định Bên cạnh đó, các yếu tố kinh tế vĩ mô như tốc độ tăng trưởng kinh tế thực, lạm phát và lãi suất thực cũng được xem xét để đánh giá tác động đến lợi nhuận của ngân hàng.
- Để đạt được mục tiêu nghiên cứu , tác giả đặt ra 2 câu hỏi nghiên cứu sau :
1 Các nhân tố nào có tác động đến lợi nhuận của các Ngân hàng TMCP Việt Nam trong giai đoạn từ năm 2008-2012 ?
2 Mức độ tác động của các nhân tố này đến lợi nhuận của các Ngân hàng TMCP Việt Nam trong giai đoạn từ năm 2008-2012?
Phạm vi nghiên cứu
Đánh giá, phân tích 30 Ngân hàng TMCP tại Việt Nam có tỷ lệ vốn hóa lớn, được niêm yết trên sàn chứng khoán trong giai đoạn từ năm 2008 – 2012.
Phương pháp nghiên cứu
Nghiên cứu này áp dụng phương pháp định lượng và kỹ thuật hồi quy đa biến với dữ liệu bảng để phân tích ảnh hưởng của các yếu tố đến lợi nhuận của các ngân hàng Biến phụ thuộc được sử dụng là tỷ số lợi nhuận ròng trên tổng tài sản (ROA) và tỷ suất lợi nhuận trên vốn chủ sở hữu (ROE) Các biến độc lập bên trong ngân hàng bao gồm tỷ số vốn, tỷ số nợ, tỷ lệ huy động vốn, tỷ số rủi ro tín dụng, tỷ lệ chi phí ngoài lãi, tỷ lệ thu nhập ngoài lãi, quy mô và tỷ trọng tài sản cố định Ngoài ra, các yếu tố bên ngoài được xem xét là tốc độ tăng trưởng kinh tế thực, lạm phát và lãi suất thực.
Để ước lượng các hệ số của mô hình hồi quy, tác giả áp dụng hai phương pháp là Fixed Effect Model (FEM) và Random Effect Model (REM) Tác giả sử dụng kiểm định Hausman để xác định mô hình phù hợp nhất Sau đó, tác giả tiến hành kiểm tra mô hình nhằm phát hiện hiện tượng tự tương quan và phương sai thay đổi Nếu phát hiện có vấn đề, tác giả sẽ áp dụng phương pháp bình phương nhỏ nhất tổng quát (GLS) để khắc phục.
Điểm mới của đề t i
Trên thế giới, nhiều nghiên cứu thực nghiệm đã phân tích các yếu tố ảnh hưởng đến lợi nhuận ngân hàng Tại Việt Nam, mặc dù chủ đề này đã được nghiên cứu nhiều, nhưng các nghiên cứu thường chỉ sử dụng phương pháp phân tích dữ liệu truyền thống hoặc tập trung vào một ngân hàng cụ thể, dẫn đến việc không thể áp dụng cho toàn ngành ngân hàng Để thực hiện một nghiên cứu toàn diện và đại diện cho toàn bộ ngành, tác giả đã thu thập dữ liệu trong 5 năm gần đây với 30 ngân hàng thương mại cổ phần.
Bố cục luận văn gồm 5 chương như sau :
Chương 2 : Tổng quan các nghiên cứu trước đây
Chương 3 : Dữ liệu nghiên cứu, phương pháp nghiên cứu và mô hình nghiên cứu
Chương 4 : Kết quả nghiên cứu
Chương 5 : Kết luận và kiến ngh
TỔNG QUAN CÁC NGHIÊN CỨU TRƯỚC Đ Y
Tổng quan các nghiên cứu trước đây
Nhiều tác giả đã tiến hành nghiên cứu về các yếu tố ảnh hưởng đến lợi nhuận của ngân hàng, với các nghiên cứu thực nghiệm chủ yếu tập trung vào từng quốc gia riêng lẻ, như Naceur (2003), Chong (2008) và Andreas Dietrich.
(2011), Seok Weon Lee (2012), Dr Aremu và Mukaila Ayanda (2013), hoặc nghiên cứu hệ thống Ngân hàng của nhiều quốc gia như : Bourke (1989), Molyneux, P and J Thornton (1992), Demirguc-Kunt, A and H Huizinga
Các nghiên cứu của Bashsir (2003) và các tác giả khác cho thấy rằng các kết quả thực nghiệm về lợi nhuận ngân hàng có sự khác biệt do nguồn dữ liệu, thời gian và địa điểm nghiên cứu khác nhau Tuy nhiên, khi phân tích các yếu tố ảnh hưởng đến lợi nhuận ngân hàng ở một hay nhiều quốc gia, hai nhân tố chính được xác định là nhân tố bên trong và nhân tố bên ngoài Nhân tố bên trong liên quan đến các quyết định quản lý của ngân hàng, trong khi nhân tố bên ngoài bao gồm các yếu tố kinh tế vĩ mô nằm ngoài tầm kiểm soát của ngân hàng.
2.1.1 Nghiên cứu thực nghiệm về các nhân tố tác động đến lợi nhuận Ngân hàng trên phạm vi đa quốc gia :
Molyneux và Thornton (1992) : Molyneux và Thornton (1992) nghiên cứu các nhân tố quyết đ nh đến hiệu suất hoạt động Ngân hàng thông qua 18 nước Châu Âu từ năm 1986 đến năm 1989.
Các tác giả đã sử dụng tỷ suất lợi nhuận trên tài sản (ROA) và tỷ suất lợi nhuận trên vốn chủ sở hữu (ROE) để đánh giá hiệu suất hoạt động của ngân hàng Các yếu tố nội bộ của ngân hàng bao gồm tỷ lệ vốn, tỷ lệ thanh khoản và tỷ lệ chi phí hoạt động Trong khi đó, các yếu tố bên ngoài bao gồm tăng trưởng cung tiền và lạm phát Ngoài ra, cấu trúc ngành ngân hàng còn được thể hiện qua loại hình ngân hàng (nhà nước, quốc doanh, ) và tỷ lệ trái phiếu dài hạn của từng ngân hàng.
Nghiên cứu chỉ ra rằng hiệu suất hoạt động của Ngân hàng B chịu ảnh hưởng bởi các yếu tố nội bộ, bao gồm tỷ lệ vốn, tỷ lệ thanh khoản và tỷ lệ chi phí hoạt động.
Chỉ có loại hình Ngân hàng là biến duy nhất đại diện cho cấu trúc ngành có ảnh hưởng đến hiệu suất hoạt động của Ngân hàng Nghiên cứu cho thấy không có biến nào đại diện cho các nhân tố vĩ mô bên ngoài tác động đến hiệu suất này.
Nghiên cứu của Demirguc-Kunt và Huizinga (1999) tập trung vào các yếu tố ảnh hưởng đến thu nhập lãi và lợi nhuận của ngân hàng Dữ liệu được thu thập từ 80 quốc gia, bao gồm cả các nước phát triển và đang phát triển, trong giai đoạn từ năm 1988 đến 1995.
Các tác giả nghiên cứu ảnh hưởng của các biến thu nhập lãi thu n (NIM) và tỷ suất lợi nhuận trên tài sản (ROA) đến lợi nhuận ngân hàng, với các biến độc lập bao gồm tỷ số vốn, tỷ số nợ, tỷ lệ thu nhập ngoài lãi, tỷ lệ huy động vốn, tỷ lệ chi phí ngoài lãi và thuế Họ cũng xem xét các yếu tố bên ngoài như tăng trưởng kinh tế thực (RGDP), lạm phát và lãi suất thực Bên cạnh đó, cấu trúc ngành được thể hiện qua tính chất sở hữu ngân hàng và tỷ lệ dự trữ, cùng với các chỉ số pháp lý và thể chế của từng quốc gia.
Nghiên cứu này xác nhận các kết quả từ những nghiên cứu trước, chỉ ra rằng thu nhập lãi và lợi nhuận của ngân hàng bị ảnh hưởng bởi nhiều nhân tố như tỷ số vốn, tỷ lệ dự trữ, tính chất sở hữu ngân hàng, yếu tố thể chế pháp lý và thuế Bên cạnh đó, lạm phát cũng được xác định là một nhân tố kinh tế vĩ mô có tác động đến thu nhập lãi và lợi nhuận của ngân hàng Đặc biệt, nghiên cứu còn cho thấy sự khác biệt rõ rệt trong khả năng thu lợi nhuận giữa các quốc gia phát triển và đang phát triển.
Bashir (2003) đã tiến hành phân tích ảnh hưởng của các đặc điểm nội tại của ngân hàng và cấu trúc tài chính ngành đến lợi nhuận của các ngân hàng Hồi giáo Nghiên cứu này được thực hiện trên 18 quốc gia ở Trung Đông trong giai đoạn từ năm 1993 đến 1998.
Các yếu tố ảnh hưởng đến lợi nhuận ngân hàng bao gồm tỷ suất lợi nhuận trên tài sản (ROA) và tỷ suất lợi nhuận trên vốn chủ sở hữu (ROE) Các nhân tố nội bộ như tỷ số vốn, tỷ số nợ, tỷ số thu nhập ngoài lãi, tỷ lệ thanh khoản và tỷ lệ chi phí ngoài lãi cũng đóng vai trò quan trọng Ngoài ra, các yếu tố bên ngoài như tăng trưởng kinh tế thực (RGDP) và lạm phát cũng ảnh hưởng đến hiệu quả hoạt động ngân hàng Về mặt thuế, tỷ lệ dự trữ và tỷ lệ thuế là những biến quan trọng cần xem xét Cuối cùng, cấu trúc ngành được phản ánh qua tỷ lệ cổ phiếu được vốn hóa và thành phần tiền gửi.
Nghiên cứu cho thấy rằng lợi nhuận của ngân hàng chịu ảnh hưởng bởi nhiều yếu tố, bao gồm tỷ lệ vốn, tỷ lệ nợ, tỷ lệ thuế, tốc độ tăng trưởng kinh tế thực và lạm phát Sự tương tác giữa thị trường chứng khoán và ngành ngân hàng cũng được nhấn mạnh Đặc biệt, các ngân hàng có vốn nước ngoài thường đạt được lợi nhuận cao hơn so với các ngân hàng trong nước.
Christos K Staikouras (2004) đã nghiên cứu ảnh hưởng của các yếu tố nội tại và ngoại tại đến lợi nhuận của các ngân hàng châu Âu trong giai đoạn 1994-1998, với dữ liệu được thu thập từ 685 ngân hàng trên toàn châu lục.
(138 Ngân hàng lớn và 547 Ngân hàng nhỏ).
Tác giả sử dụng tỷ suất lợi nhuận trên tài sản (ROA) làm biến phụ thuộc để đo lường lợi nhuận của ngân hàng Các biến độc lập bao gồm các yếu tố nội bộ như tỷ số vốn, tỷ lệ nợ, tỷ lệ dự phòng rủi ro tín dụng, thành phần tài sản của ngân hàng, quy mô và tỷ lệ chi phí ngoài lãi Ngoài ra, các yếu tố kinh tế vĩ mô như tăng trưởng kinh tế thực (RGDP) và lãi suất cũng được xem xét.
Nghiên cứu chỉ ra rằng lợi nhuận của các ngân hàng chịu ảnh hưởng bởi nhiều yếu tố, bao gồm tỷ lệ vốn, tỷ lệ nợ, tỷ lệ dự phòng khoản vay, thành phần tài sản, tăng trưởng kinh tế thực và lãi suất.
2.1.2 Nghiên cứu thực nghiệm về các nhân tố tác động đến lợi nhuận Ngân hàng trên phạm vi từng quốc gia:
Samy Ben Naceur (2003) đã nghiên cứu ảnh hưởng của các đặc điểm nội tại của ngân hàng, cấu trúc tài chính và các yếu tố kinh tế vĩ mô đến thu nhập lãi và lợi nhuận của ngân hàng tại Tunisia trong giai đoạn 1980 - 2000.
Các nhân tố ảnh hưởng đến lợi nhuận Ngân hàng
Dựa trên các nghiên cứu trước đây về những yếu tố ảnh hưởng đến lợi nhuận của ngân hàng, tác giả đã xác định và lựa chọn những nhân tố quan trọng sau đây.
Tỷ số vốn là một chỉ số quan trọng để đánh giá độ an toàn và sức khỏe tài chính của các ngân hàng Các nghiên cứu đã chỉ ra rằng ngân hàng có vốn mạnh thường có khả năng tạo ra lợi nhuận cao hơn Mối quan hệ tích cực giữa tỷ lệ vốn và lợi nhuận đã được xác nhận qua nhiều nghiên cứu, bao gồm các tác phẩm của Molyneux và Thornton (1992), Demirguc-Kunt và Huizinga (1999), Vong (2009), và Antonina Davydenko.
(2010), Seok Weon Lee (2012), Dr Aremu và Mukaila Ayanda (2013)
Tỷ số nợ là một yếu tố quan trọng bên cạnh tỷ lệ vốn, ảnh hưởng đến hiệu suất của ngân hàng Tiền gửi và cho vay được xem là chỉ số chính trong bảng cân đối kế toán, phản ánh hoạt động của ngân hàng Mặc dù các khoản vay là nguồn thu chính, nghiên cứu của Bashir (2003) và Seok Weon Lee (2012) cho thấy chúng có mối quan hệ tích cực với lợi nhuận Tuy nhiên, Antonina Davydenko (2010) cũng đã chỉ ra những khía cạnh khác cần xem xét.
Deger Alper và Adem Anbar (2011) lại cho thấy một tỷ lệ cho vay cao hơn thực tế sẽ ảnh hưởng xấu đến lợi nhuận Ngân hàng.
Tỷ lệ huy động vốn, đặc biệt là tiền gửi, được coi là nguồn vốn chính của ngân hàng và thường được cho là có ảnh hưởng tích cực đến lợi nhuận Tuy nhiên, nghiên cứu của Antonina Davydenko (2010) chỉ ra rằng có mối quan hệ ngược chiều giữa tỷ lệ huy động vốn và lợi nhuận Khi nhu cầu vay vốn không vượt quá lượng tiền gửi, điều này có thể dẫn đến giảm thu nhập, khiến các khoản huy động vốn trở thành chi phí cho ngân hàng.
Tỷ lệ rủi ro tín dụng là yếu tố quan trọng ảnh hưởng đến lợi nhuận của ngân hàng Nghiên cứu của Vong (2009) chỉ ra rằng chất lượng khoản vay thấp và gia tăng nợ xấu sẽ dẫn đến giảm lợi nhuận ngân hàng Những nghiên cứu tương tự từ Antonina Davydenko (2010), A Dietrich và G Wanzenried (2011), cùng với Dr Aremu và Mukaila Ayanda (2013) cũng khẳng định mối liên hệ này.
Tỷ lệ chi phí ngoại lãi là một yếu tố quan trọng trong quản lý chi phí của ngân hàng, ảnh hưởng trực tiếp đến lợi nhuận Nghiên cứu của Antonina Davydenko (2010) chỉ ra rằng chi phí cao dẫn đến lợi nhuận thấp Ngược lại, Molyneux và Thornton (1992) nhận thấy rằng chi phí có tác động tích cực đến lợi nhuận của các ngân hàng châu Âu, hỗ trợ lý thuyết tiền lương hiệu quả Tương tự, nghiên cứu của Dr Aremu và Mukaila Ayanda (2013) tại Nigeria cũng cho thấy mối quan hệ này Các ngân hàng có thể chuyển chi phí cho người gửi tiền và người vay thông qua lãi suất tiền gửi thấp hơn hoặc lãi suất cho vay cao hơn.
Tỷ lệ thu nhập ngoài lãi là một yếu tố quan trọng trong báo cáo thu nhập của ngân hàng Khi các ngân hàng đa dạng hóa sản phẩm, họ có khả năng tạo ra nguồn thu nhập cao hơn, giảm sự phụ thuộc vào thu nhập từ lãi, điều này giúp họ ít bị ảnh hưởng bởi những biến động của nền kinh tế vĩ mô Nghiên cứu của Deger Alper và Adem Anbar (2011) cho thấy rằng các ngân hàng có sự đa dạng hóa sản phẩm sẽ đạt được lợi nhuận cao hơn Hơn nữa, việc kiếm thu nhập từ các loại phí giúp ngân hàng cạnh tranh mạnh mẽ hơn so với các hoạt động thu nhập từ lãi truyền thống.
Quy mô ngân hàng đóng vai trò quan trọng trong chiến lược hoạt động của các tổ chức tài chính Nghiên cứu của Naceur (2003) chỉ ra rằng có một mối quan hệ nghịch đảo giữa quy mô và lợi nhuận, cho thấy các ngân hàng lớn thường có lợi nhuận thấp hơn so với các ngân hàng nhỏ Tuy nhiên, các nghiên cứu sau đó của Antonina Davydenko (2010), A Dietrich và G Wanzenried (2011), Deger Alper và Adem Anbar (2011), cùng với Seok Weon Lee (2012) lại cho thấy rằng quy mô ngân hàng có ảnh hưởng tích cực đến hiệu quả hoạt động của các ngân hàng.
Tỷ trọng tài sản cố định có mối quan hệ tích cực với lợi nhuận, theo nghiên cứu của Seok Weon Lee (2012) tại Hàn Quốc Quản lý hiệu quả tài sản cố định có thể gia tăng lợi nhuận cho doanh nghiệp.
Tốc độ tăng trưởng kinh tế thực có ảnh hưởng quan trọng đến khả năng trả nợ của khách hàng, từ đó làm giảm rủi ro tín dụng Nghiên cứu của Bashir (2003) cho thấy tăng trưởng kinh tế có tác động tích cực đến hiệu suất của các ngân hàng Antonina Davydenko (2010) cũng nhấn mạnh vai trò của sự phát triển thị trường trong hiệu suất ngân hàng Trong khi đó, Christos K Staikouras (2004) chỉ ra rằng tăng trưởng GDP có tác động ngược chiều đối với các ngân hàng thương mại cổ phần, nhưng lại có tác động tích cực đối với các ngân hàng hợp tác xã.
Tỷ lệ lạm phát cao thường dẫn đến lãi suất cho vay tăng, từ đó tạo ra thu nhập cao hơn cho ngân hàng Tuy nhiên, tác động của lạm phát lên hiệu suất ngân hàng phụ thuộc vào việc lạm phát có được dự đoán hay không Nếu lạm phát được dự đoán và lãi suất được điều chỉnh kịp thời, lợi nhuận sẽ tăng lên, như nghiên cứu của Bashir (2003) và Vong (2009) đã chỉ ra Ngược lại, lạm phát bất ngờ có thể gây khó khăn cho dòng tiền của khách hàng vay, dẫn đến rủi ro cho ngân hàng Nghiên cứu của Demirguc-Kunt và Huizinga (1999) cho thấy các ngân hàng ở các nước đang phát triển thường kiếm được ít lợi nhuận trong môi trường lạm phát, đặc biệt khi có tỷ lệ vốn cao Về lãi suất thực, lý thuyết cho rằng lãi suất tăng sẽ làm tăng lợi nhuận ngân hàng thông qua việc mở rộng chênh lệch giữa lãi suất huy động và cho vay Nghiên cứu của Christos K Staikouras (2004) cũng xác nhận mối quan hệ tích cực giữa lãi suất và lợi nhuận ngân hàng, chỉ ra rằng giảm lãi suất trong thời kỳ suy thoái có thể dẫn đến tăng trưởng chậm hơn trong cho vay và gia tăng rủi ro cho vay, đặc biệt là đối với các ngân hàng nhỏ.
Tóm lược các kết quả nghiên cứu thực nghiệm trước đây
Theo nghiên cứu trước đây, lợi nhuận của ngân hàng thường được đánh giá qua hai chỉ số chính: tỷ suất lợi nhuận trên tài sản (ROA) và tỷ suất lợi nhuận trên vốn chủ sở hữu (ROE) Dù nghiên cứu được thực hiện trên quy mô quốc tế hay từng quốc gia, có hai nhóm yếu tố chính ảnh hưởng đến lợi nhuận ngân hàng: yếu tố nội bộ và yếu tố bên ngoài Yếu tố nội bộ bao gồm tỷ số vốn, tỷ số nợ, tỷ lệ huy động vốn, tỷ lệ rủi ro tín dụng, tỷ lệ chi phí ngoài lãi, tỷ lệ thu nhập ngoài lãi, quy mô và tỷ trọng tài sản cố định Trong khi đó, yếu tố bên ngoài liên quan đến tốc độ tăng trưởng kinh tế thực, lạm phát và lãi suất thực.
Bảng 2.1 tóm tắt kết quả từ các nghiên cứu trước đây về các yếu tố ảnh hưởng đến lợi nhuận của ngân hàng Các nghiên cứu đã chỉ ra những nhân tố quan trọng tác động đến hiệu suất tài chính của các tổ chức ngân hàng, với các kết quả thực nghiệm cụ thể được liệt kê để minh chứng cho mối liên hệ này.
Tỷ lệ lợi nhuận ròng trên tài sản
Molyneux và Thornton (1992), Demirguc-Kunt, A and H Huizinga
(1999), Bashir (2003),Naceur (2003), Vong(2009), Antonina Davydenko
Tỷ lệ lợi nhuận ròng trên vốn chủ sở hữu
Molyneux và Thornton (1992), Demirguc-Kunt, A and H Huizinga
(1999), Vong(2009), Antonina Davydenko (2010), Seok Weon Lee
(2012), Dr Aremu và Mukaila Ayanda (2013)
(2010), Deger Alper và Adem Anbar
Tỷ lệ huy động vốn Antonina Davydenko (2010) - -
Tỷ lệ rủi ro tín dụng
(2011), Dr Aremu và Mukaila Ayanda (2013)
Tỷ lệ chi phí ngoài lãi
Molyneux và Thornton (1992), Antonina Davydenko (2010), Dr
Tỷ lệ thu nhập ngoài lãi
Deger Alper và Adem Anbar (2011) + +
(2010), Deger Alper và Adem Anbar
Tỷ trọng tài sản cố đ nh Seok Weon Lee (2012) + -
Tốc độ tăng trưởng kinh tế thực
Dựa trên kết quả từ các nghiên cứu trước đây và phân tích thị trường tài chính Việt Nam, tác giả đã lựa chọn bài nghiên cứu của Anna P I Vong (2009) làm nền tảng cho các nghiên cứu tiếp theo của mình.
CHƯƠNG 3: DỮ I U NGHIÊN CỨU, MÔ HÌNH NGHIÊN CỨU,
C ơ s ở l ự a chọn m ô hình nghiên cứu
Dựa trên các nghiên cứu thực nghiệm trước đây về các yếu tố ảnh hưởng đến lợi nhuận ngân hàng và đặc điểm của thị trường tài chính Việt Nam, tác giả đã chọn bài nghiên cứu của Anna P I Vong (2009) làm nền tảng cho nghiên cứu của mình Lý do lựa chọn nghiên cứu này là để phân tích và áp dụng số liệu phù hợp với thực trạng thị trường Việt Nam.
- Dựa vào các biến nghiên cứu trong bài, tác giả có thể thu thập nguồn dữ liệu của các loại biến này tại th trường Việt Nam
Việc áp dụng kết quả nghiên cứu này vào dữ liệu tại Việt Nam sẽ tạo điều kiện thuận lợi cho tác giả trong việc so sánh kết quả của luận văn với những nghiên cứu trước đó.
Dữ liệu nghiên cứu
Nghiên cứu này sử dụng dữ liệu từ 30 Ngân hàng Thương mại Cổ phần tại Việt Nam trong giai đoạn 2008 – 2012, thời kỳ kinh tế đầy bất ổn và biến động mạnh Trong giai đoạn này, Việt Nam đã hội nhập sâu rộng với kinh tế quốc tế, dẫn đến những tác động nhanh chóng và mạnh mẽ đến nền kinh tế, gây áp lực lạm phát cao và tăng trưởng kinh tế chậm lại, với GDP trung bình chỉ đạt 6,2%/năm và 5,3%/năm vào năm 2009 Dữ liệu ngân hàng được thu thập từ báo cáo thu nhập và bảng cân đối kế toán của các ngân hàng vào ngày 31 tháng 12 hàng năm, được công bố trên các trang web tài chính và trang web của các ngân hàng.
Dữ liệu về các biến số kinh tế vĩ mô, bao gồm tỷ lệ tăng trưởng tổng sản phẩm quốc nội (GDP) và lạm phát, được thu thập từ website của Cục Thống kê.
Tác giả đã loại bỏ những mẫu quan sát không đủ dữ liệu hoặc không phù hợp với nghiên cứu, dẫn đến một tập dữ liệu cuối cùng gồm 30 Ngân hàng Thương mại Cổ phần trong giai đoạn từ năm 2008 đến 2012.
Dựa trên tính chất sở hữu vốn, các mẫu Ngân hàng trong nghiên cứu được chia thành 2 nhóm như sau :
Biểu đồ 3.1: Phân loại các Ngân hàng theo tính chất sở hữu vốn
- Ngân hàng TMCP có vốn chủ sở hữu của nhà nước : chiếm tỷ lệ 13% trong tổng số mẫu
- Ngân hàng TMCP có vốn chủ sở hữu của tư nhân : chiếm tỷ lệ 87% trong tổng số mẫu
Bài nghiên cứu không sử dụng dữ liệu từ các Ngân hàng có vốn đ u tư nước ngoài
Mô t ả các bi ế n nghiên cứu và các k ỳ v ọ ng nghiên c ứ u
3.3.1 Các biến phụ thuộc đại diện cho nhân tố lợi nhuận :
Trong nghiên cứu này, lợi nhuận của ngân hàng được đánh giá thông qua hai chỉ số sinh lời quan trọng: Tỷ suất lợi nhuận trên tài sản (ROA) và Tỷ suất lợi nhuận trên vốn chủ sở hữu (ROE).
Tỷ suất lợi nhuận trên t i sản (ROA) :
Lợi nhuận sau thuế ROA Tổng tài sản.
Hệ số ROA (Return on Assets) là chỉ số thể hiện mối quan hệ giữa lợi nhuận và tổng tài sản của ngân hàng, cho thấy khả năng sinh lời trên mỗi đồng tài sản ROA càng cao đồng nghĩa với việc ngân hàng tạo ra nhiều lợi nhuận hơn từ tài sản của mình Tuy nhiên, mức ROA không chỉ phụ thuộc vào chiến lược kinh doanh của ngân hàng mà còn bị ảnh hưởng bởi tình hình kinh tế và chính sách của chính phủ Hệ số ROA được biểu thị dưới dạng phần trăm.
Tỷ suất lợi nhuận trên vốn chủ sở hữu (ROE) :
Lợi nhuận sau thuế ROE Vốn chủ sở hữu
Chỉ số ROE (Return on Equity) đo lường mức lợi nhuận thu được trên mỗi đồng vốn của cổ đông, bao gồm cả lợi nhuận từ các quỹ như phát triển kinh doanh và chênh lệch phát hành Tỷ lệ ROE được biểu thị dưới dạng phần trăm, với hệ số càng cao cho thấy ngân hàng sử dụng vốn hiệu quả và có khả năng thu hồi vốn tốt.
3.3.2 Các biến độc lập và các kỳ vọng nghiên cứu :
Nhân tố quyết định lợi nhuận của ngân hàng bao gồm các yếu tố chịu ảnh hưởng từ quyết định quản lý của ngân hàng Những biến tài chính này thường xuất hiện trong các báo cáo tài chính, với bảng cân đối kế toán và báo cáo kết quả hoạt động kinh doanh là hai loại báo cáo phổ biến nhất.
Vốn chủ sở hữu EQTA
Chỉ số vốn phản ánh khả năng tài trợ tổng tài sản từ vốn tự có của ngân hàng, cho thấy khả năng tự chủ tài chính cao nhưng cũng chỉ ra việc chưa tận dụng đòn bẩy tài chính nhiều Ngân hàng có vốn mạnh thường tạo ra nhiều lợi nhuận, điều này đặc biệt quan trọng đối với nền kinh tế đang phát triển như Việt Nam, nơi ngân hàng có vốn chủ sở hữu vững mạnh có thể ứng phó hiệu quả với khủng hoảng kinh tế và tạo sự yên tâm cho người gửi tiền trong bối cảnh bất ổn Tỷ số vốn được thể hiện dưới dạng phần trăm.
H0 : Tỷ số vốn không tác động đến lợi nhuận Ngân hàng
H1 : Tỷ số vốn có tác động đến lợi nhuận Ngân hàng Mối tương quan giữa tỷ số vốn và lợi nhuận Ngân hàng là c ng chiều
Tổng dư nợ LOTA Tổng tài sản.
Hoạt động tín dụng là nguồn thu nhập quan trọng cho ngân hàng, chiếm tỷ trọng lớn trong tổng tài sản Cho vay đóng góp lớn vào hiệu quả hoạt động ngân hàng và có mối quan hệ tích cực với lợi nhuận Khi khách hàng gửi tiền nhiều và ngân hàng chuyển đổi khoản tiền này thành cho vay, lợi nhuận sẽ tăng cao hơn (Bashir, 2003; Seok Weon Lee, 2012) Tuy nhiên, nếu ngân hàng tăng nhanh cho vay, họ có thể phải trả chi phí huy động vốn cao hơn, dẫn đến tác động tiêu cực đến lợi nhuận (Antonina Davydenko, 2010; Deger Alper và Adem Anbar, 2011) Tỷ số nợ được thể hiện dưới dạng phần trăm.
H0 : Tỷ số nợ không tác động đến lợi nhuận Ngân hàng
H1 : Tỷ số nợ có tác động đến lợi nhuận Ngân hàng Mối tương quan giữa tỷ số nợ và lợi nhuận Ngân hàng là c ng chiều
Tỷ lệ huy động vốn (DET ):
Số dư tiền gửi tại ngân hàng DETA đóng vai trò quan trọng trong tổng tài sản và được xem là nguồn vốn chính, rẻ nhất cho các ngân hàng Tiền gửi của khách hàng có ảnh hưởng tích cực đến hoạt động ngân hàng, nhất là khi có nhu cầu vay vốn trên thị trường Vốn huy động là chỉ tiêu then chốt, giúp ngân hàng mở rộng quy mô cho vay Tuy nhiên, nếu nhu cầu vay không tăng tương xứng với lượng tiền gửi, thu nhập của ngân hàng có thể giảm và các khoản huy động này sẽ trở thành chi phí Tỷ lệ huy động vốn được thể hiện qua con số phần trăm.
H0 : Tỷ lệ huy động vốn không tác động đến lợi nhuận Ngân hàng
Tỷ lệ huy động vốn có ảnh hưởng lớn đến lợi nhuận của ngân hàng, với mối quan hệ ngược chiều giữa tỷ lệ huy động tiền gửi và lợi nhuận Khi tỷ lệ huy động tăng, lợi nhuận ngân hàng thường có xu hướng giảm, cho thấy sự cần thiết phải cân nhắc kỹ lưỡng trong việc quản lý nguồn vốn và chiến lược huy động.
Tỷ số rủi ro tín dụng (PRTO) :
Tổng dự phòng rủi ro tín dụng PRTO
Tổng dư nợ là chỉ số quan trọng phản ánh rủi ro vốn và chất lượng tín dụng của ngân hàng Trong môi trường nhiều rủi ro, nếu ngân hàng thiếu chuyên môn trong việc kiểm soát hoạt động cho vay, điều này có thể dẫn đến tỷ lệ dự phòng rủi ro tín dụng cao hơn.
Tỷ lệ trích lập dự phòng rủi ro là yếu tố quan trọng trong đánh giá chất lượng tín dụng của ngân hàng, phản ánh khả năng hoàn trả của các khoản cho vay Tỷ lệ thấp cho thấy tình hình kinh doanh của doanh nghiệp tốt, với hầu hết các khoản tín dụng sinh lãi và có khả năng thu hồi Ngược lại, tỷ lệ cao yêu cầu ngân hàng phải thực hiện các biện pháp kiểm soát nợ quá hạn để giảm thiểu rủi ro mất vốn Tỷ số rủi ro tín dụng được thể hiện dưới dạng phần trăm.
H0 : Tỷ số rủi ro tín dụng không tác động đến lợi nhuận Ngân hàng
Tỷ số rủi ro tín dụng ảnh hưởng trực tiếp đến lợi nhuận của ngân hàng, với mối quan hệ ngược chiều giữa hai yếu tố này Khi tỷ lệ rủi ro tín dụng tăng, lợi nhuận ngân hàng thường giảm do chi phí dự phòng rủi ro cao hơn Ngược lại, tỷ lệ rủi ro tín dụng thấp có thể dẫn đến lợi nhuận cao hơn, cho thấy sự cần thiết phải quản lý rủi ro hiệu quả để tối ưu hóa lợi nhuận.
Tỷ lệ chi phí ngo i lãi (NET ) :
Chi phí ngoài lãi NETA Tổng tài sản
Chi phí hoạt động là yếu tố quan trọng trong hoạt động kinh doanh của ngân hàng, đặc biệt là chi phí ngoài lãi Chi phí ngoài lãi bao gồm lương nhân viên, chi phí điều hành, thuê nhà và chi phí marketing Việc quản lý chi phí này ảnh hưởng đến lợi nhuận ngân hàng theo nhiều cách Khi chi phí hoạt động thấp, ngân hàng có thể hoạt động hiệu quả hơn (Antonina Davydenko, 2010) Ngược lại, ngân hàng cũng có khả năng chuyển một phần chi phí hoạt động cho người vay và người gửi tiền, từ đó tác động tiêu cực đến lợi nhuận (Dr Aremu và Mukaila Ayanda, 2013) Tỷ lệ chi phí ngoài lãi được thể hiện dưới dạng phần trăm.
H0 : Tỷ lệ chi phí ngoài lãi không tác động đến lợi nhuận Ngân hàng
Tỷ lệ chi phí ngoài lãi có ảnh hưởng đáng kể đến lợi nhuận của ngân hàng, với mối tương quan giữa hai yếu tố này theo chiều hướng tích cực Khi tỷ lệ chi phí ngoài lãi tăng, lợi nhuận ngân hàng cũng có xu hướng tăng theo Điều này cho thấy rằng các ngân hàng cần quản lý chi phí ngoài lãi một cách hiệu quả để tối ưu hóa lợi nhuận.
Tỷ lệ thu nhập ngo i lãi (NIGI):
Tổng thu nhập ngoài lãi NIGI Tổng thu nhập
Ngoài lợi nhuận từ cho vay, các ngân hàng còn kiếm được thu nhập từ dịch vụ khác, bao gồm phí dịch vụ, kinh doanh ngoại hối và vàng, cùng các hoạt động đầu tư Mặc dù phí dịch vụ gia tăng thu nhập, nhưng lợi nhuận từ hoạt động này thường thấp hơn so với cho vay Khi ngân hàng chuyển hướng từ thu nhập lãi vay sang thu nhập dịch vụ, lợi nhuận có thể giảm Tuy nhiên, các ngân hàng có sự đa dạng hóa dịch vụ thường đạt được lợi nhuận cao hơn so với những ngân hàng chỉ dựa vào thu nhập lãi truyền thống (Deger Alper và Adem Anbar, 2011) Tỷ lệ thu nhập ngoài lãi được thể hiện dưới dạng phần trăm.
H0 : Tỷ lệ thu nhập ngoài lãi không tác động đến lợi nhuận Ngân hàng
Tỷ lệ thu nhập ngoài lãi có ảnh hưởng đáng kể đến lợi nhuận của ngân hàng, với mối tương quan giữa hai yếu tố này là cùng chiều Khi tỷ lệ thu nhập ngoài lãi tăng, lợi nhuận của ngân hàng cũng có xu hướng gia tăng, cho thấy sự quan trọng của nguồn thu này trong việc cải thiện hiệu quả tài chính của các tổ chức ngân hàng.
Quy mô Ngân hàng (SIZE):
SIZE = Log (Tổng tài sản)
Ph ƣơ ng pháp nghiên cứu
Nghiên cứu này áp dụng phương pháp định lượng với dữ liệu bảng (Panel Data), kết hợp giữa dữ liệu chéo và dữ liệu theo chuỗi thời gian Việc sử dụng dữ liệu bảng mang lại nhiều lợi ích trong phân tích, cho phép quan sát và phân tích sự biến động của các nhóm đối tượng nghiên cứu theo thời gian, cũng như sự khác biệt giữa các nhóm Ưu điểm nổi bật của dữ liệu bảng là cung cấp thông tin phong phú và đa dạng, đồng thời hạn chế hiện tượng đa cộng tuyến.
Phương trình hồi quy tổng quát như sau :
ROA = β0 + β1EQTAit + β2LOTAit + β3DETAit+ β4PRTOit + β5NETAit + β6NIGIit + β7SIZEit + β8FIXEDit + β9RGDPit + β10INFLit + εit
ROE = β0 + β1EQTAit + β2LOTAit + β3DETAit+ β4PRTOit + β5NETAit + β6NIGIit + β7SIZEit + β8FIXEDit + β9RGDPit + β10INFLit + εit
β1, β2,…β11 : Hệ số hồi quy ( hệ số góc )
εit : Ph n dư của phương trình hồi quy
3.5 Phương pháp nghiên cứu : Để tiến hành nghiên cứu các nhân tố quyết đ nh đến lợi nhuận Ngân hàng, tác giả tiến hành thực hiện các phương pháp sau :
3.5.1 Phân tích thống kê mô tả :
Thống kê mô tả là quá trình thu thập, tổng hợp và xử lý dữ liệu nhằm mô tả các đặc tính cơ bản của dữ liệu từ các nghiên cứu thực nghiệm Để đo lường vị trí hay độ tập trung của dữ liệu, ta sử dụng giá trị trung bình (Mean), trong khi độ phân tán của dữ liệu được đo bằng độ lệch chuẩn (Standard deviation).
Phân tích tương quan giúp xác định mối liên hệ giữa biến độc lập và biến phụ thuộc, từ đó loại bỏ các yếu tố không phù hợp và giảm thiểu tác động của các yếu tố nhiễu trong nghiên cứu Để đo lường mối quan hệ tuyến tính giữa hai biến, hệ số tương quan r được sử dụng.
• r = 0 : Không có quan hệ tuyến tính giữa 2 biến
• r < 1 : Tương quan ngh ch biến
Hệ số tương quan cao, đặc biệt là trên 0.8, có thể là dấu hiệu của hiện tượng đa cộng tuyến, trong đó các biến độc lập ảnh hưởng lẫn nhau Sự tồn tại của đa cộng tuyến cần được kiểm tra và điều chỉnh lại mô hình để đảm bảo tính chính xác của phân tích.
Phân tích hồi quy là công cụ quan trọng để đo lường ảnh hưởng của các biến độc lập lên biến phụ thuộc Kết hợp với hệ số tương quan, nó cho thấy mối quan hệ cùng chiều hay ngược chiều giữa các biến Để ước lượng hệ số của mô hình hồi quy, tác giả áp dụng ba kỹ thuật trong phân tích dữ liệu bảng: POOL, FEM (Mô hình hiệu ứng cố định) và REM (Mô hình hiệu ứng ngẫu nhiên).
Mô hình POOL thực chất là phương pháp bình phương nhỏ nhất (OLS), giúp ước lượng các hằng số và tham số của mô hình Bằng cách so sánh hệ số P_value với mức ý nghĩa 5%, chúng ta có thể xác định mức độ tác động của từng biến độc lập lên biến phụ thuộc; tức là biến độc lập chỉ ảnh hưởng đến biến phụ thuộc khi P_value nhỏ hơn 5% Hệ số R_squared hoặc Adj R_squared cho thấy mức độ giải thích của mô hình.
Phương pháp OLS thường không phù hợp với dữ liệu bảng do dữ liệu nghiên cứu không phân biệt theo năm Tuy nhiên, tác giả vẫn áp dụng mô hình POOL để so sánh kết quả với các mô hình khác.
Mô hình FEM : Mô hình tác động cố đ nh FEM hay còn gọi là hồi quy biến giả bình phương nhỏ nhất LSDV (Least Squares Dummy Variable).
Mô hình FEM (Mô hình hiệu ứng cố định) cho phép phân tích các đặc điểm riêng biệt của từng thực thể, ảnh hưởng đến các biến giải thích Bằng cách kiểm soát và tách biệt những đặc điểm không thay đổi theo thời gian, FEM giúp ước lượng chính xác tác động thực sự của các biến giải thích lên biến phụ thuộc Mô hình này đặc biệt phù hợp trong các tình huống mà các yếu tố cá nhân có thể tương quan với một hoặc nhiều biến hồi quy độc lập, đồng thời được sử dụng để phân tích tác động của các biến thay đổi theo thời gian.
Phân tích FEM (Fixed Effects Model) cho phép kiểm soát và tách biệt ảnh hưởng của các đặc điểm riêng biệt của mỗi thực thể đối với các biến giải thích Bằng cách này, FEM giúp xác định mối tương quan giữa phần dư của từng thực thể và các biến giải thích, từ đó ước lượng chính xác tác động thực sự của các biến giải thích lên biến phụ thuộc.
Yit : Biến phụ thuộc với i: Ngân hàng và t: thời gian (năm) Xit : biến độc lập.
Ci (i=1….n) : hệ số chặn cho từng thực thể nghiên cứu. β : hệ số góc đối với nhân tố X. uit : ph n dư.
Mô hình đã bổ sung chỉ số i cho hệ số chặn “c” nhằm phân biệt hệ số chặn giữa các Ngân hàng, điều này có thể do đặc điểm riêng của từng Ngân hàng hoặc sự khác biệt trong chính sách quản lý và hoạt động của họ.
Mô hình tác động ngẫu nhiên (REM) giả định rằng tung độ góc của từng cá nhân được lấy ngẫu nhiên từ một tổng thể lớn hơn với giá trị trung bình không đổi, và sự khác biệt của cá nhân được xem là sự lệch khỏi giá trị trung bình này REM được áp dụng khi các đặc điểm riêng của các thực thể được coi là ngẫu nhiên và không liên quan đến các biến giải thích, đồng thời nó cũng xem xét sự tự tương quan qua thời gian Sự khác biệt giữa mô hình ảnh hưởng ngẫu nhiên và mô hình ảnh hưởng cố định nằm ở sự biến động giữa các thực thể; trong khi mô hình cố định giả định rằng biến động này có liên quan đến biến độc lập, thì REM coi biến động giữa các thực thể là ngẫu nhiên Do đó, nếu sự khác biệt giữa các thực thể ảnh hưởng đến biến phụ thuộc, REM sẽ là lựa chọn phù hợp hơn so với FEM, với phần dư của mỗi thực thể được xem như một biến giải thích mới.
Trong mô hình REM, biến Ci không được xem là cố định mà là một biến ngẫu nhiên với giá trị trung bình là C1 Hệ số chặn trong mô hình này được mô tả một cách cụ thể, cho thấy sự khác biệt so với mô hình trước đó.
Ci = C + εi (i=1, n) εi : Sai số ngẫu nhiên có trung bình bằng 0 và phương sai là ơε 2
Thay vào mô hình ta có:
Trong mô hình hồi quy, Yit được biểu diễn như sau: Yit = C + β Xit + εi + uit, hoặc Yit = C + β Xit + wit, trong đó wit = εi + uit Ở đây, εi đại diện cho sai số thành phần do các đặc điểm riêng biệt của từng ngân hàng, trong khi uit phản ánh sai số thành phần kết hợp từ các đặc điểm riêng theo từng đối tượng và theo thời gian.
Mô hình FEM và REM được sử dụng trong nghiên cứu phụ thuộc vào giả định về sự tương quan giữa εi và các biến giải thích X Nếu giả định không có sự tương quan, REM sẽ phù hợp hơn, ngược lại FEM sẽ là lựa chọn tối ưu Kiểm định Hausman test là phương pháp hữu ích để xác định mô hình nào nên được sử dụng Trong nghiên cứu này, chúng tôi đã thực hiện phân tích qua ba mô hình: hồi quy tuyến tính thông thường (Pool), FEM và REM để tìm ra mô hình phù hợp nhất.
3.5.4 Kiểm định Hausman để lựa chọn mô hình: Để lựa chọn giữa hai mô hình FEM và REM, ta sử dụng kiểm đ nh Hausman Đây là kiểm đ nh nhằm giúp ta lựa chọn nên sử dụng mô hình tác động cố đ nh FEM hay mô hình tác động ngẫu nhiên REM.
• H0 : Ước lượng của FEM và REM không khác nhau
K Ế T QU Ả NGHIÊN C Ứ U
Về quy mô ngành
Biểu đồ 4.1 : Diễn biến tổng tài sản của các nhóm Ngân hàng ĐVT: Tỷ đồng
Nguồn : Ngân hàng nhà nước
Tính đến cuối năm 2012, Việt Nam có 100 ngân hàng và chi nhánh ngân hàng nước ngoài, bao gồm 5 ngân hàng thương mại nhà nước, 2 ngân hàng chính sách, 50 chi nhánh ngân hàng thương mại nước ngoài, 5 ngân hàng 100% vốn nước ngoài, 4 ngân hàng liên doanh và 35 ngân hàng thương mại cổ phần Theo đánh giá của Ngân hàng Thế giới (WB), số lượng ngân hàng nhỏ tại Việt Nam là quá nhiều, trong khi hệ thống quản lý rủi ro và kỹ năng quản lý hoạt động của ngân hàng còn yếu kém, ảnh hưởng tiêu cực đến sự lành mạnh của hệ thống ngân hàng.
Mạng lưới các ngân hàng thương mại (NHTM) không chỉ tăng về số lượng mà còn mở rộng quy mô nhanh chóng Theo dữ liệu từ IMF, tổng tài sản của ngành ngân hàng đã tăng gấp đôi từ 1.097 tỷ đồng vào năm 2008 lên 3.667 tỷ đồng vào năm 2012 Tuy nhiên, số lượng chi nhánh và phòng giao dịch giữa các ngân hàng vẫn còn chênh lệch do chiến lược phát triển và đặc trưng riêng của từng ngân hàng.
Tăng trưởng lợi nhuận và khả năng sinh lời bất chấp khủng hoảng tài chính : Từ đ u năm 2008, th trường tài chính thế giới nói chung và th trường Việt
Trong bối cảnh cuộc khủng hoảng tài chính toàn cầu, ngành ngân hàng Việt Nam đã phải đối mặt với nhiều thách thức Dù vậy, các ngân hàng thương mại như EIB, MB, TCB, MSB và CTG vẫn ghi nhận mức tăng trưởng lợi nhuận ấn tượng trong giai đoạn khó khăn này.
Tăng trưởng tín dụng và huy động luôn ở mức cao trên 20% :
Tăng trưởng tín dụng của Việt Nam so với các nước trong khu vực như Indonesia và Thái Lan là cao hơn nhiều, nhưng điều này cũng dẫn đến tình trạng bong bóng tài sản, đặc biệt trong lĩnh vực bất động sản có độ rủi ro cao Tăng trưởng tín dụng luôn vượt quá tăng trưởng huy động và GDP, làm gia tăng rủi ro thanh khoản Trong giai đoạn 2008-2012, tín dụng tăng trung bình 32%, trong khi huy động vốn chỉ tăng 29% và GDP chỉ đạt khoảng 7%.
Biểu đồ 4.2 : Diễn biến dƣ nợ tín dụng các khối Ngân hàng ĐVT: Tỷ đồng
Nguồn : Ngân hàng nhà nước
Biểu đồ 4.3 : Diễn biến huy động vốn các khối Ngân hàng ĐVT: Tỷ đồng
Nợ xấu gia tăng trong nền kinh tế Việt Nam được cho là do tăng trưởng tín dụng nóng và quản lý tín dụng không hiệu quả Các chuyên gia kinh tế nhận định rằng sự gia tăng này có liên quan đến tình hình GDP hiện tại.
Mức tăng trưởng tín dụng cho phép là 14-20%, nhưng thực tế đã vượt qua con số này, ảnh hưởng tiêu cực đến sức khỏe nền kinh tế Tăng trưởng tín dụng nóng và quản lý tín dụng kém đã dẫn đến gia tăng nợ xấu Hơn nữa, việc tăng trưởng tín dụng nhanh hơn huy động vốn cũng làm gia tăng rủi ro thanh khoản cho hệ thống ngân hàng.
Biểu đồ 4.4 : Diễn biến nợ xấu của khối Ngân hàng (%)
Nguồn : Ngân hàng nhà nước
Cơ cấu thu nhập của các ngân hàng thương mại (NHTM) tại Việt Nam vẫn chưa đa dạng, chủ yếu phụ thuộc vào hoạt động tín dụng Năm 2010, tỷ trọng thu nhập từ lãi trong tổng thu nhập của 10 ngân hàng hàng đầu đạt 76.8%, trong khi một số ngân hàng nhỏ có tỷ trọng này lên đến 90% (Liên Việt: 92.2%, Nam Việt: 93.1%) Điều này cho thấy rằng hoạt động tín dụng vẫn là nguồn thu chính của các ngân hàng, và khi thị trường tín dụng thu hẹp, lợi nhuận của các ngân hàng sẽ bị ảnh hưởng nghiêm trọng.
4.2 Phân tích thống kê mô tả:
Tác giả bắt đầu bằng việc thu thập, tổng hợp và xử lý dữ liệu, sau đó tiến hành phân tích để xác định các đặc tính cơ bản của dữ liệu Kết quả phân tích được trình bày trong bảng 4.1.
Bảng 4.1 : Thống kê mô tả các biến
Variable Obs Mean Std Dev Min Max
Kết quả từ bảng 4.1 chỉ ra rằng hai hệ số về khả năng sinh lời, bao gồm tỷ suất lợi nhuận trên tài sản (ROA) trung bình, của các ngân hàng trong giai đoạn từ năm
Giai đoạn 2008 – 2012, tỷ suất lợi nhuận trên vốn chủ sở hữu (ROE) trung bình đạt 9.69%, trong khi tỷ suất lợi nhuận trên tài sản (ROA) chỉ đạt 0.52% Sự chênh lệch về khả năng sinh lời giữa các ngân hàng rất lớn, với độ lệch chuẩn ROA và ROE lần lượt là 0.65 và 9.42 Một số ngân hàng hoạt động kém hiệu quả dẫn đến kết quả kinh doanh thua lỗ, trong khi các ngân hàng lớn, có lịch sử phát triển lâu dài như EIB, MB, TCB, MSB, CTG lại có ROA và ROE cao hơn nhờ vào lượng khách hàng lớn Mặc dù thị trường tài chính toàn cầu và Việt Nam gặp khó khăn do khủng hoảng tài chính, các ngân hàng thương mại Việt Nam vẫn duy trì được mức tăng trưởng tốt trong giai đoạn 2008 – 2010.
2011 – 2012 là giai đoạn khó khăn với ngành Ngân hàng với những diễn biến kinh tế vĩ mô phức tạp, do đó lợi nhuận sụt giảm với giai đoạn trước.
Tỷ số vốn trung bình (EQTA) của các ngân hàng tại Việt Nam đạt 12.84%, với độ lệch chuẩn 7.03% cho thấy sự không đồng đều trong tỷ lệ vốn của các ngân hàng Ngân hàng có tỷ lệ vốn chủ sở hữu trên tài sản cao nhất là 42.2%, trong khi ngân hàng có tỷ trọng thấp nhất chỉ chiếm 1.14% Để đối phó với áp lực tăng cường nguồn vốn và đảm bảo các chỉ số an toàn hoạt động, Ngân hàng Nhà nước Việt Nam đã ban hành quy định về mức vốn điều lệ tối thiểu Đến cuối năm 2012, tất cả các ngân hàng thương mại đều đã tuân thủ quy định này, nâng vốn điều lệ lên trên 3.000 tỷ đồng.
Tỷ số nợ (LOTA) trung bình đạt 49.28% với độ lệch chuẩn 15.14%, cho thấy sự chênh lệch cao trong tỷ lệ nợ giữa các Ngân hàng Hoạt động chủ yếu của các Ngân hàng là tín dụng, dẫn đến xu hướng tập trung vào cho vay để duy trì và tăng trưởng lợi nhuận Tỷ lệ tăng trưởng tín dụng cao nhất đạt 84.50%, trong khi mức thấp nhất chỉ là 11% Theo dữ liệu từ BMI, tỷ lệ tăng trưởng tín dụng tại Việt Nam luôn vượt mức 20%, cao nhất trong khu vực Châu Á, góp phần vào sự tăng trưởng nhanh chóng của nền kinh tế trong giai đoạn hiện tại.
Tỷ lệ huy động vốn (DETA) trung bình của các Ngân hàng là khá cao, chiếm
Trong giai đoạn này, các ngân hàng đã tăng cường huy động vốn, với tỷ lệ cao nhất đạt 75.30% và thấp nhất là 22.94% Mặc dù lạm phát gia tăng gây khó khăn cho các ngân hàng và nguồn vốn huy động có xu hướng giảm, nhưng sau khi Ngân hàng Nhà nước ban hành Chỉ thị 02 và xử lý nghiêm các vi phạm về lãi suất huy động, các tổ chức tín dụng đã nghiêm túc thực hiện mức lãi suất ổn định (14% vào tháng 09/2011) Kết quả là hiện tượng chạy đua lãi suất và việc khách hàng mặc cả lãi suất với ngân hàng đã giảm đáng kể Đến cuối năm 2012, tỷ lệ huy động vốn trung bình đạt khoảng 56.54%.
Tỷ số rủi ro tín dụng (PRTO) của các ngân hàng hiện nay dao động từ 0.02% đến 5.81%, với mức trung bình ngành đạt 1.02%, cho thấy tình hình nợ xấu gia tăng do tăng trưởng tín dụng nóng, đặc biệt trong lĩnh vực bất động sản Việc quản lý tín dụng kém cũng góp phần vào tình trạng này Một số ngân hàng như CTG, VCB, STB, EIB, và ACB có tỷ lệ nợ xấu cao, trong đó VCB ghi nhận tỷ lệ nợ xấu cao nhất là 3.9% vào năm 2011 Trong bối cảnh lãi suất cao và rủi ro kinh tế, doanh nghiệp gặp khó khăn trong hoạt động sản xuất, dẫn đến gia tăng dư nợ quá hạn và nợ xấu Tính đến 29/2/2012, tỷ lệ nợ xấu toàn hệ thống tổ chức tín dụng đạt 3.42%.
Chi phí ngoài lãi (NETA) trung bình chỉ chiếm khoảng 1.88% và có sự khác biệt giữa các Ngân hàng, với độ lệch chuẩn là 0.77% Chi phí này phụ thuộc vào quy mô hoạt động của từng Ngân hàng, bao gồm các khoản như chi phí lương, chi phí marketing và quản lý Đặc biệt, chi phí lương cho nhân viên chiếm đến một nửa tổng chi phí hoạt động của Ngân hàng Trong năm 2012, chỉ có 2 trong số 30 Ngân hàng (EIB, ACB) thành công trong việc cắt giảm chi phí hoạt động, trong khi tổng chi phí hoạt động vẫn tăng 12% so với năm 2011.
Kết quả phân tích mô hình 1 - Với biến phụ thuộc ROA
Kết quả ước lượng của mô hình Pool Model được trình bày ở bảng 4.3
Bảng 4.3 : Kết quả ƣớc lƣợng của mô hình 1 - Hồi quy Pool :
reg roa eqta lota deta prto neta nigi size fixed rgdp inf ri
Source SS df MS Number of obs = 150
Adj R-squared = 0.2224 Total 62.7159091 149 420912141 Root MSE = 57211 roa Coef Std Err t P>|t| [95% Conf Interval] eqta -.0120751 0085107 -1.42 0.158 -.0289034 0047532 lota 005364 0037095 1.45 0.150 -.0019709 0126989 deta -.002965 0048167 -0.62 0.539 -.0124892 0065591 prto 0598103 0499952 1.20 0.234 -.0390453 1586659 neta -.0500613 0684841 -0.73 0.466 -.1854752 0853525 nigi 0007322 0022458 0.33 0.745 -.0037084 0051729 size -.3656128 1159406 -3.15 0.002 -.5948626 -.136363 fixed -.0435357 0207313 -2.10 0.038 -.0845277 -.0025436 rgdp -.119184 1050523 -1.13 0.259 -.3269042 0885362 inf 1811842 0365517 4.96 0.000 1089104 2534581 ri 2380175 0581224 4.10 0.000 1230919 352943 _cons 4.330711 1.808657 2.39 0.018 7544482 7.906975
Kết quả từ bảng 4.3 chỉ ra rằng có bốn biến độc lập, bao gồm SIZE, FIXED, RGDP và INFL, ảnh hưởng đến biến phụ thuộc ROA với mức ý nghĩa 5% Tuy nhiên, hệ số R-squared điều chỉnh của mô hình chỉ đạt 22%, cho thấy mô hình không đủ khả năng giải thích sự biến động của ROA.
Mô hình hồi quy Pool có đặc điểm là không phân biệt được các đặc tính riêng của từng biến độc lập, chỉ thực hiện hồi quy một cách tổng quát Vì vậy, việc sử dụng mô hình Pool để ước lượng với dữ liệu bảng là không phù hợp.
4.4.1.2 Hồi quy Fixed Effects Model (FEM)
Kết quả ước lượng của mô hình FEM được trình bày ở bảng 4.4
Bảng 4.4 : Kết quả ƣớc lƣợng của mô hình 1 - Hồi quy FEM
xtreg roa eqta lota deta prto neta nigi size fixed rgdp inf ri,fe
Fixed-effects (within) regression Number of obs = 150
Group variable: name Number of groups = 30
F(11,109) = 13.32 corr(u_i, Xb) = -0.8788 Prob > F = 0.0000 roa Coef Std Err t P>|t| [95% Conf Interval] eqta -.0043681 0104538 -0.42 0.677 -.0250872 0163509 lota -.0041983 0058638 -0.72 0.476 -.0158201 0074235 deta -.0094895 0050506 -1.88 0.063 -.0194996 0005206 prto -.0236621 0793307 -0.30 0.766 -.180893 1335688 neta 0752866 0865292 0.87 0.386 -.0962116 2467847 nigi 009939 0029885 3.33 0.001 0040158 0158622 size -1.757525 2106816 -8.34 0.000 -2.175089 -1.33996 fixed -.0433355 0206965 -2.09 0.039 -.0843554 -.0023157 rgdp -.1613408 094329 -1.71 0.090 -.3482979 0256163 inf 1344028 0326739 4.11 0.000 0696441 1991615 ri 1914448 0520953 3.67 0.000 0881937 2946959 _cons 24.31247 3.165747 7.68 0.000 18.03806 30.58688 sigma_u 1.0007035 sigma_e 47786149 rho 81431191 (fraction of variance due to u_i)
Kết quả từ bảng 4.4 cho thấy các biến độc lập NIGI, SIZE, FIXED, INFL và RI ảnh hưởng đến lợi nhuận của ngân hàng Trong đó, biến SIZE (-1.757) và FIXED (-0.043) có tác động tiêu cực đến lợi nhuận, trong khi NIGI (+0.009) và RI (+0.191) có tác động tích cực Tất cả các biến này đều có ý nghĩa thống kê với giá trị P_value nhỏ hơn 0.05.
• H0 : Ước lượng của Pool và FEM không khác nhau
Ta có : Giá tr P-value (Prob>F = 0.0000) của mô hình nhỏ hơn mức ý nghĩa 5%, do đó ta sẽ chọn mô hình FEM là mô hình tốt hơn mô hình Pool
4.4.1.3 Hồi quy Random Effects Model (REM)
Kết quả ước lượng của mô hình REM được trình bày ở bảng 4.5
Bảng 4.5 : Kết quả ƣớc lƣợng của mô hình 1 - Hồi quy REM
xtreg roa eqta lota deta prto neta nigi size fixed rgdp inf ri,re
Random-effects GLS regression Number of obs = 150
Group variable: name Number of groups = 30
The analysis utilizes a random effects model with Gaussian distribution, revealing a significant chi-squared statistic of 53.61 and a probability value of 0.0000 The coefficient for return on assets (roa) indicates varied influences from different variables Notably, the size variable shows a strong negative correlation with a coefficient of -0.3656 (p = 0.002), while inflation (inf) and interest rate (ri) exhibit significant positive coefficients of 0.1812 (p < 0.0001) and 0.2380 (p < 0.0001), respectively Other variables, such as eqta, lota, deta, prto, neta, and rgdp, did not demonstrate statistically significant effects The model's constant term is 4.3307 (p = 0.017), indicating a baseline effect Overall, the results underscore the importance of size, inflation, and interest rates in influencing the dependent variable within the context of the study.
0 (fraction of variance due to u_i)
Kết quả từ bảng 4.5 chỉ ra rằng các biến độc lập SIZE, FIXED, INFL và RI đều ảnh hưởng đến lợi nhuận của ngân hàng Cụ thể, biến SIZE (-0.365) và FIXED (-0.043) có tác động tiêu cực đến lợi nhuận, trong khi biến INFL (+0.181) và RI (+0.238) lại có tác động tích cực Tất cả các biến này đều có ý nghĩa thống kê với giá trị P_value nhỏ hơn 5%.
4.4.1.4 Kiểm định Hausman để lựa chọn mô hình : Để lựa chọn kết quả ước lượng giữa mô hình FEM và REM, tác giả tiến hành thực hiện kiểm đ nh Hausman để lựa chọn mô hình nào là tốt hơn.
• H0 : Ước lượng của FEM và REM không khác nhau Kết quả kiểm đ nh được trình bày ở bảng 4.6
Bảng 4.6 : Kết quả phân tích của mô hình 1 – Hausman Test
S.E. eqta -.0043681 -.0120751 0077069 0060704 lota -.0041983 005364 -.0095623 0045412 deta -.0094895 -.002965 -.0065245 0015191 prto -.0236621 0598103 -.0834724 0615942 neta 0752866 -.0500613 1253479 0528889 nigi 009939 0007322 0092068 0019717 size -1.757525 -.3656128 -1.391912 1759106 fixed -.0433355 -.0435357 0002001 rgdp -.1613408 -.119184 -.0421568 inf 1344028 1811842 -.0467814 ri 1914448 2380175 -.0465727 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(11) = (b-B)'[(V_b-V_B)^(-1)](b-B)
Prob>chi2 = 0.0000 (V_b-V_B is not positive definite)
Do kích thước dữ liệu trong nghiên cứu lớn với 150 quan sát và thời gian nhỏ chỉ 5 năm (2008-2012), kết quả ước lượng từ hai mô hình FEM và REM cho thấy sự khác biệt đáng kể.
Kết quả từ Bảng 4.6 cho thấy hệ số P_value (Prob>chi2) = 0.0000 nhỏ hơn mức ý nghĩa 1%, dẫn đến việc bác bỏ giả thuyết Ho Để tránh vi phạm giả thiết và sai lầm trong mô hình, lựa chọn mô hình REM không hợp lý, vì vậy tác giả quyết định sử dụng mô hình FEM.
4.4.1.5 Kiểm định phương sai thay đổi : Để xem xét tính bền vững của mô hình, ta tiếp tục tiến hành kiểm đ nh phương sai thay đổi Để kiểm đ nh phương sai thay đổi trong mô hình FEM, ta sử dụng xttest3.
• H0: Phương sai sai số đồng đều
• H1: Phương sai sai số thay đổi
Bảng 4.7 : Kết quả phân tích của mô hình 1 – Phương sai thay đổi
Kết quả phân tích từ bảng 4.7 cho thấy giá trị P_value (Prob>chi2) = 0.0000 nhỏ hơn mức ý nghĩa 1%, vì vậy chúng ta bác bỏ giả thuyết Ho, xác nhận rằng mô hình có phương sai thay đổi.
4.4.1.6 Kiểm định tự tương quan : Để tiến hành kiểm đ nh tự tương quan trong mô hình FEM, ta sử dụng xtserial.
• H0: Có hiện tượng tự tương quan giữa các sai số
• H1: Không có hiện tượng tự tương quan giữa các sai số
Bảng 4.8 : Kết quả phân tích của mô hình 1 – Tự tương quan
Kết quả phân tích từ bảng 4.8 cho thấy giá trị P_value (Prob>F) = 0.0000, nhỏ hơn mức ý nghĩa 1%, do đó giả thuyết Ho bị bác bỏ, cho thấy mô hình có hiện tượng tự tương quan (tương quan chuỗi).
4.4.1.7 Kiểm định GLS (Generalised Least Squares)
Do mô hình có tự tương quan và phương sai thay đổi nên ta tiến hành khắc phục bằng phương pháp bình phương nhỏ nhất tổng quát (GLS)
Bảng 4.9 : Kết quả phân tích của mô hình 1 – Kiểm định GLS
xtgls roa eqta lota deta prto neta nigi size fixed rgdp inf ri,panel(h) corr(1)
Cross-sectional time-series FGLS regression
Correlation: common AR(1) coefficient for all panels (0.2241)
Estimated covariances = 30 Numbe of obs = 150
Estimated autocorrelations = 1 Numbe of groups = 30
Wald chi2(11) = 64.22 Prob > chi2 = 0.0000 roa Coef Std Err z P>|z| [95% Conf Interval] eqta -.0100157 0074528 -1.34 0.179 -.0246228 0045915 lota 0081613 0034199 2.39 0.017 0014583 0148643 deta -.0028663 004372 -0.66 0.512 -.0114352 0057026 prto 0635896 0509173 1.25 0.212 -.0362066 1633857 neta -.0607493 0650791 -0.93 0.351 -.1883019 0668034 nigi 0028424 0020627 1.38 0.168 -.0012004 0068852 size -.4374073 1142413 -3.83 0.000 -.6613162 -.2134984 fixed -.0385994 0166948 -2.31 0.021 -.0713206 -.0058782 rgdp -.171551 0848575 -2.02 0.043 -.3378688 -.0052333 inf 1136074 0282224 4.03 0.000 0582925 1689223 ri 1401827 0458038 3.06 0.002 050409 2299564 _cons 6.09295 1.750745 3.48 0.001 2.661552 9.524347
Từ kết quả hồi quy cuối cùng, ta có phương trình hồi quy như sau :
ROA = 6.092 – 0.010EQTA + 0.008LOTA – 0.002DETA + 0.063PRTO – 0.060NETA + 0.002NIGI – 0.437SIZE – 0.038FIXED – 0.171RGDP + 0.113INFL0.140RI
Kết quả thực nghiệm chỉ ra rằng tỷ số nợ LOTA có mối quan hệ tích cực với ROA ở mức ý nghĩa 5% Nghiên cứu này phù hợp với các phát hiện trước đó của Bashir (2003), Anna P I Vong (2009) và Antonina Davydenko.
Theo nghiên cứu của Deger Alper và Adem Anbar (2011), Seok Weon Lee (2012), nhân tố LOTA có tác động tích cực đến ROA của các ngân hàng Lợi nhuận từ cho vay chiếm đến 90%, vì vậy việc gia tăng cho vay sẽ làm tăng lợi nhuận Tuy nhiên, nếu cho vay quá mức và dưới chuẩn, ngân hàng có thể phải đối mặt với nợ xấu khó thu hồi Hiện nay, các ngân hàng đang nỗ lực mở rộng dư nợ để tăng lợi nhuận, cải thiện tình hình kinh tế và hỗ trợ doanh nghiệp vượt qua giai đoạn khó khăn.
Quy mô ngân hàng (SIZE) có tác động tiêu cực đến ROA, cho thấy các ngân hàng lớn chưa tận dụng hiệu quả nguồn vốn và tài sản để tạo ra lợi nhuận Nghiên cứu của Naceur (2003) cũng khẳng định điều này Ví dụ, việc sáp nhập ba ngân hàng: Ngân hàng Thương mại Cổ phần Sài Gòn (SCB), Ngân hàng Thương mại Cổ phần Việt Nam Tín Nghĩa (TinNghiaBank), và Ngân hàng Thương mại Cổ phần Đệ Nhất (Ficombank) thành SCB đã làm tăng quy mô tài sản và vốn lên 2-3 lần, nhưng lợi nhuận không tương xứng, với ROA và ROE trung bình chỉ đạt 0.51% và 0.14% trong giai đoạn 2008-2012 Nguyên nhân chính là do lạm dụng vốn ngắn hạn cho vay trung dài hạn, dẫn đến khó khăn thanh khoản Hiện nay, nhiều ngân hàng như BIDV và ABBank đang tăng vốn chủ sở hữu qua phát hành cổ phiếu và kêu gọi đầu tư nước ngoài, nhưng lợi suất vẫn không cao Điều này có thể do sự gia tăng số lượng ngân hàng và mức độ cạnh tranh khốc liệt, khiến tính độc quyền của ngân hàng thương mại nhà nước giảm, chênh lệch lãi suất cho vay và tiền gửi không còn lớn, và các loại phí ngân hàng phải liên tục miễn, giảm.
Tỷ trọng tài sản cố định (F XED) có ảnh hưởng tiêu cực đến tỷ suất sinh lợi trên tài sản (ROA) của các ngân hàng Việc đầu tư vào cơ sở vật chất, máy móc, thiết bị và phần mềm thường tiêu tốn nhiều chi phí nhưng lại không mang lại hiệu quả cao, dẫn đến lợi nhuận giảm sút Nhiều ngân hàng đã không ngừng chuyển đổi công nghệ phần mềm, mở rộng các phòng giao dịch và xây dựng trụ sở mới hoành tráng, nhưng hiệu quả kinh doanh lại chưa tương xứng với khoản đầu tư lớn này.
Kết quả phân tích mô hình 2 - Với biến phụ thuộc ROE
Kết quả ước lượng của mô hình Pool Model được trình bày ở bảng 4.10
Bảng 4.10 : Kết quả ƣớc lƣợng của mô hình 2 - Hồi quy Pool :
reg roe eqta lota deta prto neta nigi size fixed rgdp inf ri
Source SS df MS Number of obs = 150
Adj R-squared = 0.2712 Total 13211.799 149 88.6697922 Root MSE = 8.0387 roe Coef Std Err t P>|t| [95% Conf Interval] eqta -.4115822 1195833 -3.44 0.001 -.6480347 -.1751298 lota -.1381301 0521224 -2.65 0.009 -.2411918 -.0350684 deta -.0976269 0676795 -1.44 0.151 -.2314497 036196 prto 1.305823 7024762 1.86 0.065 -.0831854 2.694832 neta 2667512 9622622 0.28 0.782 -1.635933 2.169436 nigi -.0452832 0315556 -1.44 0.154 -.1076783 0171119 size 2.81202 1.629069 1.73 0.087 -.4091427 6.033183 fixed 2611422 2912929 0.90 0.372 -.3148322 8371167 rgdp 253041 1.476077 0.17 0.864 -2.665612 3.171694 inf 3426872 513584 0.67 0.506 -.6728243 1.358199 ri 3299942 8166707 0.40 0.687 -1.284812 1.9448 _cons -17.63054 25.41323 -0.69 0.489 -67.88021 32.61913
Kết quả từ mô hình 2 cho thấy hệ số R-squared điều chỉnh của mô hình Pool chỉ đạt 27%, cho thấy mô hình này không đủ khả năng giải thích ảnh hưởng của các biến độc lập lên biến ROA.
4.4.2.2 Hồi quy Fixed Effects Model (FEM)
Kết quả ước lượng của mô hình FEM được trình bày ở bảng 4.11
Bảng 4.11 : Kết quả ƣớc lƣợng của mô hình 2 - Hồi quy FEM
xtreg roe eqta lota deta prto neta nigi size fixed rgdp inf ri,fe
Fixed-effects (within) regression Number of obs = 150
Group variable: name Number of groups = 30
F(11,109) = 0.89 corr(u_i, Xb) = 0.1876 Prob > F = 0.5556 roe Coef Std Err t P>|t| [95% Conf Interval] eqta -.0054495 0747868 -0.07 0.942 -.1536744 1427755 lota 0068651 0419495 0.16 0.870 -.0762774 0900076 deta -.0213371 0361322 -0.59 0.556 -.0929499 0502758 prto 1.065381 5675348 1.88 0.063 -.0594542 2.190217 neta 6949419 6190332 1.12 0.264 -.5319617 1.921846 nigi 0062589 0213801 0.29 0.770 -.0361158 0486335 size 1.276462 1.507224 0.85 0.399 -1.710807 4.26373 fixed -.0424515 1480637 -0.29 0.775 -.3359089 2510058 rgdp 6976017 6748333 1.03 0.304 -.639896 2.035099 inf 4276799 2337505 1.83 0.070 -.0356061 8909659 ri 597775 3726913 1.60 0.112 -.1408871 1.336437 _cons -17.89918 22.64787 -0.79 0.431 -62.78651 26.98816 sigma_u 8.6238049 sigma_e 3.4186378 rho 86419383 (fraction of variance due to u_i)
Kết quả từ bảng 4.11 cho thấy tất cả các biến độc lập như EQTA, LOTA, DETA, PRTO, NETA, NIGI, SIZE, FIXED, RGDP, INFL, và RI đều có giá trị P_value lớn hơn 5% Điều này chỉ ra rằng không có biến độc lập nào có tác động đáng kể lên ROE.
• H0 : Ước lượng của Pool và FEM không khác nhau
Ta có : Giá tr P-value (Prob>F = 0.0000) của mô hình nhỏ hơn mức ý nghĩa 5%, do đó ta sẽ chọn mô hình FEM là mô hình tốt hơn mô hình Pool
4.4.2.3 Hồi quy Random Effects Model (REM)
Kết quả ước lượng của mô hình REM được trình bày ở bảng 4.12
Bảng 4.12 : Kết quả ƣớc lƣợng của mô hình 2 - Hồi quy REM
xtreg roe eqta lota deta prto neta nigi size fixed rgdp inf ri,re
Random-effects GLS regression Number of obs = 150
Group variable: name Number of groups = 30
The analysis reveals a random effects model with a Gaussian distribution, indicated by a Wald chi-squared statistic of 14.54 and a p-value of 0.2047, suggesting no significant correlation between the random effects (u_i) and the independent variables (X) The coefficient for the variable "prto" is statistically significant at p = 0.024, with a value of 1.255088, while other variables such as "roe," "eqta," and "deta" show no significant effects (p > 0.05) The model's overall fit is characterized by a high rho value of 0.79960539, indicating that approximately 80% of the variance is attributable to the random effects The confidence intervals for most coefficients include zero, further emphasizing the lack of significant relationships in the majority of the predictors.
Kết quả từ bảng 4.12 cho thấy chỉ có biến độc lập PRTO với giá trị P_value (0.024) nhỏ hơn mức ý nghĩa 5%, cho thấy nó có tác động đến ROE với mối quan hệ tương quan dương (+1.255) Các biến còn lại như EQTA, LOTA, DETA, NETA, NIGI, SIZE, FIXED, RGDP, INFL, và RI đều có giá trị P_value lớn hơn mức ý nghĩa 5%, do đó không có ảnh hưởng đến ROE.
4.4.2.4 Kiểm định Hausman để lựa chọn mô hình :
Ta tiến hành thực hiện kiểm đ nh Hausman để xem xét giữa mô hình FEM và REM thì mô hình nào là tốt hơn.
• H0 : Ước lượng của FEM và REM không khác nhau
Kết quả kiểm đ nh được trình bày ở bảng 4.13
Bảng 4.13 : Kết quả phân tích của mô hình 2 – Hausman Test
S.E. eqta -.0054495 -.050419 0449696 lota 0068651 -.0117997 0186648 0092409 deta -.0213371 -.0203778 -.0009593 prto 1.065381 1.255088 -.1897062 1142663 neta 6949419 5560392 1389028 nigi 0062589 -.000308 0065669 size 1.276462 1.812688 -.5362266 5530643 fixed -.0424515 -.0173052 -.0251464 rgdp 6976017 6621152 0354865 inf 4276799 4389483 -.0112684 ri 597775 5946887 0030863 b = consistent under Ho and Ha; obtained from xtreg b = consistent under Ho and Ha; obtained from xtreg t under
Ha, efficient under Ho; obtained from xtreg nt under Ha, efficient under Ho; obtained from xtreg
Test: Ho: Ho: difference in coefficients not systematic Test: difference in coefficients not systematic chi2(10) = (b-B)'[(V_b-V_B)^(-1)](b-B)
Prob>chi2 = 0.1629 (V_b-V_B is not positive definite)
Kết quả từ bảng 4.13 cho thấy giá trị P-value (Prob>chi2 = 0.1629) lớn hơn mức ý nghĩa 1%, do đó chúng ta chấp nhận giả thuyết Ho, xác nhận rằng mô hình REM là mô hình phù hợp để lựa chọn.
4.4.2.6 Kiểm định tự tương quan :
Do mô hình Random không có tồn tại hiện tưọng phương sai thay đổi theo thời gian nên ta chỉ tiến hành kiểm đ nh tự tương quan.
• H0: Có hiện tượng tự tương quan giữa các sai số
• H1: Không có hiện tượng tự tương quan giữa các sai số
Bảng 4.14 : Kết quả phân tích của mô hình 2 – Tự tương quan
Kết quả phân tích ở bảng 4.14 ta thấy giá tr P-value (Prob>F = 0.0000) nhỏ hơn mức ý nghĩa 1%, do đó bác bỏ giả thuyết Ho, mô hình có tự tương quan.
4.4.1.7 Kiểm định GLS (Generalised Least Squares)
Do mô hình có tự tương quan nên ta tiến hành khắc phục bằng kiểm đ nh
Bảng 4.15 : Kết quả phân tích của mô hình 2 – Kiểm định GLS
xtgls roe eqta lota deta prto neta nigi size fixed rgdp inf ri,panel(h) corr(1)
Cross-sectional time-series FGLS regression
Correlation: common AR(1) coefficient for all panels (0.7092)
Estimated covariances = 30 Number of obs = 150
Estimated autocorrelations = 1 Number of groups = 30
Wald chi2(11) = 38.10 Prob > chi2 = 0.0001 roe Coef Std Err z P>|z| [95% Conf Interval] eqta -.0504341 0616809 -0.82 0.414 -.1713264 0704582 lota -.0435166 0345787 -1.26 0.208 -.1112897 0242564 deta -.0109093 03363 -0.32 0.746 -.0768228 0550042 prto 8701368 5126944 1.70 0.090 -.1347259 1.874999 neta -.0185943 4668545 -0.04 0.968 -.9336122 8964237 nigi -.0111305 015917 -0.70 0.484 -.0423273 0200662 size 5.197731 1.242513 4.18 0.000 2.762451 7.633011 fixed 1018026 0832894 1.22 0.222 -.0614416 2650467 rgdp 2595436 6168257 0.42 0.674 -.9494126 1.4685 inf 200285 1928938 1.04 0.299 -.17778 57835 ri 2496199 3209121 0.78 0.437 -.3793563 8785962_cons -62.59302 17.81612 -3.51 0.000 -97.51198 -27.67406
Từ kết quả hồi quy cuối cùng, ta có phương trình hồi quy như sau :
ROE = -62.593 – 0.050EQTA – 0.043LOTA – 0.010DETA + 0.870PRTO – 0.185NETA – 0.011NIGI + 5.197SIZE + 0.101FIXED + 0.259RGDP + 0.500INFL + 0.249RI
Kết quả mô hình hồi quy cho thấy hệ số hồi quy của các biến EQTA, LOTA, DETA, NETA và NIGI đều âm, cho thấy ROE có mối quan hệ ngược chiều với các biến này Tuy nhiên, giá trị P_value của các biến EQTA (0.414), LOTA (0.208), DETA (0.746), NETA (0.968) và NIGI (0.484) đều lớn hơn mức ý nghĩa 5%, do đó mối quan hệ giữa ROE và các biến này không có ý nghĩa thống kê.
Hệ số hồi quy cho các biến PRTO, SIZE, FIXED, RGDP, INFL và RI đều dương, cho thấy ROE có mối tương quan tích cực với các biến này Tuy nhiên, chỉ có biến SIZE với giá trị P_value là 0.000, nhỏ hơn 5%, cho thấy mối tương quan giữa SIZE và ROE có ý nghĩa thống kê ở mức độ tin cậy 95% Ngược lại, các biến PRTO (0.090) và FIXED (0.222) có giá trị P_value lớn hơn 5%, do đó không có mối quan hệ có ý nghĩa thống kê với ROE.
Ba yếu tố kinh tế vĩ mô bên ngoài, bao gồm RGDP (0.674), INFL (0.299) và RI (0.437), đều có hệ số P_value lớn hơn mức ý nghĩa thống kê 5% Điều này cho thấy rằng cả ba biến này không có tác động đến ROE.
Th ả o lu ậ n các k ế t qu ả nghiên c ứ u
Kết quả thực nghiệm của nghiên cứu này cho thấy rằng :
Các nhân tố bên trong có ảnh hưởng lớn đến lợi nhuận của ngân hàng, trong đó tỷ số nợ (LOTA) có tác động tích cực đến ROA, trong khi các biến quy mô (SIZE) và tỷ trọng tài sản cố định (FIXED) lại có tác động tiêu cực Chỉ có biến quy mô (SIZE) là ảnh hưởng đến ROE Tổng dư nợ/tổng tài sản cũng có tác động tích cực đến lợi nhuận ngân hàng, vì 90% lợi nhuận của ngân hàng Việt Nam hiện nay đến từ hoạt động cho vay; do đó, tăng cường cho vay sẽ giúp ngân hàng gia tăng lợi nhuận Tuy nhiên, thực tế cho thấy, ngân hàng có quy mô lớn chưa chắc đã mang lại lợi nhuận cao nếu quản lý không hiệu quả Ngoài ra, tỷ trọng tài sản cố định có ảnh hưởng tiêu cực đến lợi nhuận Để nâng cao tính cạnh tranh và mở rộng khách hàng, ngân hàng thường đầu tư vào việc mở chi nhánh, phòng giao dịch và công nghệ thông tin, nhưng chi phí đầu tư thường vượt quá lợi nhuận thu về, dẫn đến sự sụt giảm lợi nhuận.
Các nhân tố bên ngoài như tốc độ tăng trưởng kinh tế thực (RGDP), lạm phát (INFL) và lãi suất thực (RI) đều ảnh hưởng đến lợi nhuận của ngân hàng (ROA) Tốc độ tăng trưởng kinh tế thực có tác động ngược chiều với lợi nhuận ngân hàng; khi kinh tế phát triển, chính phủ thường áp dụng chính sách giảm lãi suất, dẫn đến ảnh hưởng tiêu cực đến lợi nhuận Ngược lại, lạm phát có tác động tích cực đến lợi nhuận ngân hàng, cho thấy rằng trong thời kỳ lạm phát, ngân hàng thu lợi từ chênh lệch giữa lãi suất huy động và cho vay.
Tất cả các biến đều có ý nghĩa thống kê với mức độ tin cậy là 95%.
Bảng 4.16 Bảng so sánh các kết quả nghiên cứu tại Việt Nam với các nghiên cứu trước đây
Các nhân tố ảnh hưởng đến lợi nhuận ngân h ng
Kỳ vọng Độ tin cậy Kết quả Các nghiên cứu c cùng kết quả
Tỷ lệ nợ + 95% + Bashir (2003), Seok Weon Lee
Lãi suất thực + 95% + Christos K Staikouras (2004)
Tỷ trọng tài sản cố đ nh - 95% - -
Tốc độ tăng trưởng kinh tế thực - 95% - Christos K Staikouras (2004)
K Ế T LU Ậ N VÀ KI Ế N NGH Ị V Ề VI C NÂNG CAO HI U QU Ả HO ẠT ĐỘ NG KINH DOANH C Ủ A CÁC NHTM VI T NAM
T m tắt nghiên cứu
Lợi nhuận là chỉ tiêu quan trọng để đánh giá hiệu quả hoạt động của ngân hàng Nghiên cứu này phân tích các yếu tố ảnh hưởng đến lợi nhuận của các ngân hàng thương mại cổ phần tại Việt Nam trong giai đoạn 2008-2012, với mẫu nghiên cứu gồm 30 ngân hàng và dữ liệu từ báo cáo tài chính công khai Mô hình hồi quy tuyến tính với dữ liệu bảng được áp dụng, sử dụng kỹ thuật FEM và REM để ước lượng Các yếu tố nội bộ ngân hàng bao gồm tỷ số vốn, tỷ số nợ, tỷ lệ huy động vốn, tỷ lệ rủi ro tín dụng, tỷ lệ chi phí ngoài lãi, tỷ lệ thu nhập ngoài lãi, quy mô và tỷ trọng tài sản cố định Ngoài ra, các yếu tố kinh tế vĩ mô bên ngoài như tốc độ tăng trưởng kinh tế thực, lạm phát và lãi suất thực cũng được xem xét.
Tác giả áp dụng phương pháp mô tả thống kê để trình bày các đặc tính cơ bản của tập dữ liệu Tiếp theo, phân tích tương quan được thực hiện để xác định mối liên hệ giữa biến độc lập và biến phụ thuộc Phân tích hồi quy được sử dụng để đo lường mức độ ảnh hưởng của các biến độc lập đối với biến phụ thuộc Cuối cùng, các kiểm định được thực hiện nhằm đảm bảo tính đáng tin cậy của kết quả nghiên cứu.
Nghiên cứu thực nghiệm cho thấy tỷ lệ nợ, lạm phát và lãi suất thực có tác động tích cực đến lợi nhuận ngân hàng, trong khi quy mô, tỷ trọng tài sản cố định và tốc độ tăng trưởng kinh tế thực lại ảnh hưởng tiêu cực đến lợi nhuận Các yếu tố này có ý nghĩa thống kê với mức độ tin cậy 95% Ngoài ra, các biến như tỷ lệ vốn, tỷ lệ huy động vốn, tỷ lệ dự phòng rủi ro tín dụng, tỷ lệ thu nhập ngoài lãi và tỷ lệ chi phí ngoài lãi không có tác động đến lợi nhuận ngân hàng.
Kiến nghị
Chiến lược kinh doanh đóng vai trò quyết định đến hiệu quả hoạt động của ngân hàng, với mỗi ngân hàng sở hữu những chiến lược riêng biệt phù hợp với điều kiện nội bộ và bên ngoài Việc xác định vị trí hiện tại trong hệ thống, nhận diện điểm mạnh, điểm yếu, cũng như cơ hội và thách thức là điều cần thiết Dựa trên kết quả nghiên cứu, tác giả đề xuất một số chính sách nhằm nâng cao hiệu quả hoạt động của ngân hàng.
5.2.1.Kiến nghị đến các Ngân hàng:
5.2.1.1 Giải pháp giúp tăng trưởng tín dụng:
Nghiên cứu cho thấy tỷ số nợ có tác động tích cực đến lợi nhuận của ngân hàng, nghĩa là khi ngân hàng tăng cường hoạt động tín dụng, lợi nhuận cũng sẽ tăng theo Hiện nay, nhiều doanh nghiệp vẫn chưa tiếp cận được nguồn vốn vay từ ngân hàng, mặc dù ngân hàng có nguồn vốn dồi dào, thanh khoản tốt và lãi suất cho vay đã giảm Nguyên nhân chính là do doanh nghiệp chưa đáp ứng đủ các điều kiện vay, trong khi ngân hàng lại thận trọng hơn trong việc lựa chọn đối tượng cho vay Để thúc đẩy tín dụng trong thời gian tới, ngân hàng cần triển khai các giải pháp phù hợp.
- Mở rộng tín dụng cho các ngành nghề là thế mạnh của Việt Nam như : Nông nghiệp, nông thôn, công nghiệp phụ trợ, Doanh nghiệp vừa và nhỏ.
Trong lĩnh vực nông nghiệp, c n chú trọng vào việc cho vay nhằm chuyển dịch cơ cấu sản xuất theo hướng hàng hóa tập trung và khép kín Mục tiêu là nâng cao chất lượng sản xuất nông nghiệp để phục vụ xuất khẩu Đặc biệt, c n áp dụng chính sách cho vay ưu đãi đối với các doanh nghiệp xuất khẩu, đặc biệt là trong lĩnh vực xuất khẩu nông sản.
+ Đối với lĩnh vực phí sản xuất như : hàng tiêu dung thiết yếu, may mặc,nhựa, xây dựng công nghiệp…các Ngân hàng nên ưu tiên cho vay.
- Có những chính sách lãi suất ưu đãi đối với các Doanh nghiệp đang khó khăn, giảm bớt áp lực tài chính.
Việc cho vay cần đảm bảo an toàn, vì quản lý nợ xấu là thách thức lớn hơn Do đó, kiểm soát rủi ro tín dụng là rất quan trọng Các ngân hàng cần tuân thủ quy trình cho vay và xây dựng mô hình quản trị rủi ro phù hợp với đặc thù của mình.
5.2.2 Kiến nghị với Chính phủ :
Năm 2008, ngành Ngân hàng đã đóng vai trò quan trọng trong việc kiểm soát lạm phát thông qua chính sách tiền tệ chặt chẽ và linh hoạt, đặc biệt là việc điều chỉnh lãi suất Mặc dù cuộc khủng hoảng tài chính toàn cầu đã ảnh hưởng đến Việt Nam, ngành Ngân hàng vẫn giữ được sự ổn định với nguy cơ đổ vỡ hệ thống ở mức thấp Tuy nhiên, sự hạn chế trong hội nhập kinh tế toàn cầu đòi hỏi ngành Ngân hàng cần phải cải cách để nâng cao khả năng cạnh tranh Đây là cơ hội để tái cấu trúc hệ thống Ngân hàng Việt Nam, và tác giả đề xuất một số biện pháp cải cách cần thiết.
5.2.2.1 Chính sách nh m kiềm chế lạm phát :
Các ngân hàng thương mại cổ phần đang gia tăng lãi suất tiền gửi nhằm thu hút vốn cho vay, điều này có thể dẫn đến nguy cơ hình thành "bong bóng" tín dụng và làm giảm tính ổn định bền vững của nguồn vay Để đối phó với tình trạng này, chính phủ cần thực hiện các chính sách thắt chặt tiền tệ, quy định lãi suất tiền gửi, và tăng cường phối hợp giữa ngân hàng trung ương, hệ thống ngân hàng thương mại, các tổ chức tài chính trung gian, cùng với ngân sách nhà nước Những biện pháp này sẽ đóng vai trò quan trọng trong việc kiểm soát lạm phát và đảm bảo thanh khoản cho nền kinh tế trong bối cảnh hiện tại.
5.2.2.2 Chính sách kích cầu để gia tăng sản uất :
Các doanh nghiệp đang gặp khó khăn trong việc tiếp cận nguồn vốn ngân hàng do các ngân hàng thắt chặt quản lý rủi ro cho vay Chính phủ cần có chính sách kích cầu tiêu dùng để khuyến khích người dân sử dụng hàng nội, đồng thời thúc đẩy doanh nghiệp nâng cao chất lượng sản phẩm Việc đẩy mạnh xúc tiến thương mại sẽ hỗ trợ doanh nghiệp tiêu thụ sản phẩm, thu hồi vốn và duy trì hoạt động sản xuất - kinh doanh Tập trung vào sản xuất công nghiệp, nông nghiệp, lương thực, thực phẩm, tăng cường xuất khẩu và giảm nhập siêu là những giải pháp quan trọng nhằm đảm bảo ổn định cung - cầu hàng hóa và kích thích năng lực sản xuất của doanh nghiệp.
Hệ thống Ngân hàng tại Việt Nam mới phát triển trong những năm gần đây, dẫn đến khó khăn trong việc thu thập dữ liệu qua các thời kỳ Với yêu cầu mẫu nghiên cứu cao, tác giả chỉ thu thập được dữ liệu đầy đủ từ 30 Ngân hàng TMCP có công bố thông tin rộng rãi trong 5 năm (2008-2012) Các Ngân hàng có vốn chủ sở hữu nhà nước và Ngân hàng nước ngoài không cung cấp dữ liệu do thông tin không được công bố rộng rãi Thêm vào đó, nhiều Ngân hàng mới thành lập gần đây cũng hạn chế cơ sở dữ liệu Do đó, kết quả nghiên cứu chỉ giới hạn trong khoảng thời gian này.
5.4 Kiến nghị v hướng nghiên cứu trong tương lai :
Dựa trên những kết quả nghiên cứu và giới hạn của đề tài, tác giả kiến ngh một số hướng nghiên cứu trong tương lai như sau :
1 Dữ liệu thu thập c n được lấy trong khoảng thời gian dài, để có thể đánh giá chính xác về hoạt động của các Ngân hàng trong quá khứ, từ đó đề xuất cho những hoạt động trong tương lai.
2 Đưa thêm các biến đại diện cho nhân tố cấu trúc ngành vào như : chỉ số độc quyền ngành, tốc độ tăng trưởng huy động hàng năm …
Danh mục tài liệu tiếng Việt
- Đinh Công Khải,2013 Giáo trình kinh tế lượng ứng dụng Chương trình Giảng dạy Kinh tế Fulbright.
- Nhiều tác giả, 2009 Giáo trình kinh tế ượng ứng dụng.TP.HCM : Nhà xuất bản Tp.HCM
Ngô Phương Khanh (2013) trong luận văn thạc sỹ kinh tế tại Trường Đại học Kinh tế TP.HCM đã nghiên cứu các nhân tố ảnh hưởng đến lợi nhuận của ngân hàng thương mại cổ phần tại Việt Nam Nghiên cứu này cung cấp cái nhìn sâu sắc về các yếu tố quyết định hiệu quả hoạt động của các ngân hàng, từ đó giúp cải thiện chiến lược kinh doanh và tối ưu hóa lợi nhuận trong bối cảnh thị trường tài chính đang thay đổi.
- Nguyễn Th Loan, TS Đại học Ngân hàng, Tr n Th Ngọc Hạnh,2013.
Ngân hàng Eximbank, hiệu quả hoạt động của các Ngân hàng thương mại Việt Nam Phát triển kinh tế, số 270, trang 12 – 26.
- Nguyễn Th Ngân, TS Hoàng Công Gia Khánh, Đặng Hoàng Xuân Thủy ,
2013 Đánh giá hiệu quả hoạt động của các Ngân hàng thương mại Việt Nam Công nghệ Ngân hàng, số 86, trang 16 - 21.
- Nguyễn Th Loan ,2013 Kết quả tài chính và cơ cấu thu nhập tại các Ngân hàng thương mại Việt Nam Tạp chí Phát triển Kinh tế, số 272, trang 3 -176.
- Quách Thuỳ Linh, 2013 Báo cáo phân tích ngành Ngân hàng.
[Ngày truy cập : 30/11/2013].
Trương Quang Th nh (2013) đã nghiên cứu các nhân tố ảnh hưởng đến năng lực cạnh tranh và hiệu quả hoạt động của ngân hàng Nghiên cứu được công bố trong Tạp chí Khoa học và Đào tạo Ngân hàng, số 126, trang 30 - 39, cung cấp những cái nhìn sâu sắc về mối liên hệ giữa năng lực cạnh tranh và hiệu quả hoạt động trong lĩnh vực ngân hàng.
Danh mục t i liệu tiếng nh
- Andreas Dietrich and Gabrielle Wanzenried, 2011 Determinants of bank profitability before and during the crisis: Evidence from Switzerland,
Lucerne University of Applied Sciences and Arts, Institute of Financial , Services, 307-327
- Anna P I Vong ,2009 Determinants of Bank Profitability in Macao, University of Macau, 93-113
- Antonina Davydenko ,2010, Determinants of Bank Profitability in Ukraine,
- Alan K.M Au and Matthew C.H Yeung ,2013, Consumer satisfaction and profitability : A dynamic panel data analysis, Open University of Hong
- Bashir, A., 2003, Determinants of Profitability and Rates of Return Margins in Islamic Banks: Some Evidence from the Middle East, Grambling State University, Mimeo., 31-57
- Christos K Staikouras ,2004 The Determinants of Europe profitability,
Athens University of Economics and Business, 57-68
- Deger Alper and Adem Anbar ,2011 Bank Specific and Macroeconomic Determinants of Commercial Bank Profitability: Empirical Evidence from Turkey, Business and Economics Research Journal , 139-152
- Demirguc-Kunt, A and H Huizinga ,1999 Determinants of Commercial Bank Interest Margins and Profitability: Some International Evidence, World
- Dr Aremu, Mukaila Ayanda ,2013 Determinants of bank's profitability in a developing economy : Evidence from Nigerian banking industry, University of Ilorin, 155-181
- Jean-Philippe Bourcher and Michel Denuit ,2006 Fixed versus random effects in Poisson regression models for claim counts : A case study with motor insurance, Universite Catholique de Louvain, 285-301
- Hakimi Abdelaziz ,2011 Financial liberalization and banking profitability :
A panel data analysis for Tunisia banks, International Journal of economics and Financial issues, 19-32.
- Molyneux, P and J Thornton ,1992 Determinants of European Bank Profitability: A Note, Journal of Banking and Finance, Vol 16, No 6, 57-68
- Naceur, S B (2003), The Determinants of the Tunisian Banking Industry Profitability: Panel Evidence, Universite Libre de Tunis Working Papers.
- Seok Weon Lee ,2012 Profitability determinants of Korea banks, Ewha Womans University, 06-18
PHỤ LỤC 1 – DANH SÁCH MẪU QUAN SÁT TRONG NGHIÊN CỨU STT NGÂN HÀNG NĂM EQTA LOTA DETA PRTO NETA NIGI SIZE FIXED RGDP INFL RI ROA ROE
Phụ lục 2: Bảng tổng tài sản của các mẫu Ngân hàng nghiên cứu
STT Loại hình Ngân hàng Tên Ngân hàng Ký hiệu Tổng tài sản (Tỷ đồng)
1 NH TMCP có vốn đầu tư nhà nước Công Thương Việt Nam CTG 503,606
2 Ngoại Thương Việt Nam VCB 484,696
3 Đầu tư và phát triển Việt Nam BIDV 484,696
4 Đồng Bằng Sông Cửu Long MHB 47,282
5 NH TMCP tư nhân Kỹ Thương Việt Nam TCB 179,733
6 Sài Gòn - Hà Nội SHB 177,569
9 Xuất Nhập Khẩu Việt Nam EIB 170,252
11 Sài Gòn Thương Tín SACOMBANK 151,915
14 Việt Nam Thịnh Vương VP 98,000
18 Phát Triển Nhà Tp HCM HD 50,000
30 Sài Gòn công thương SAIGON 14,932
(Nguồn : Reuters, BCTC 2012, Tổng hợp)
