Các nhân tố ảnh hưởng đến đòn bẩy tài chính của ngân hàng thương mại Việt Nam và một số khuyến nghị chính sách & thị trường tài chính - tiền tệ PGS. TS. LÊ THỊ TUẤN NGHĨA - ThS. PHẠM MẠNH HÙNG

chính sách & thị trường tài - tiền tệ Các nhân tố ảnh hưởng đến địn bẩy tài ngân hàng thương mại Việt Nam số khuyến nghị PGS TS LÊ THỊ TUẤN NGHĨA - ThS PHẠM MẠNH HÙNG Địn bẩy tài liên quan đến việc lựa chọn tỷ lệ vay nợ tỷ lệ vốn chủ sở hữu, hai nguồn tài trợ nguồn vốn doanh nghiệp Chính thế, người ta cịn xem việc nghiên cứu địn bẩy tài việc nghiên cứu cấu trúc vốn (capital structure) Hay nói cách khác, người ta xem xét có phần trăm vốn tài trợ nợ, phần trăm vốn tài trợ vốn chủ sở hữu, lại có lựa chọn Nhiệm vụ nhà quản trị tài cần đánh giá cách cẩn trọng nhân tố ảnh hưởng đến cấu trúc vốn doanh nghiệp để đưa cấu trúc vốn tối ưu nhằm gia tăng giá trị cơng ty Là loại hình doanh nghiệp, ngân hàng thương mại (NHTM) ngoại lệ Bài viết đề cập đến nhân tố ảnh hưởng đến địn bẩy tài NHTM số nghiên cứu quốc tế vấn đề Trên sở đó, nhóm tác giả nghiên cứu yếu tố ảnh hưởng đến địn bẩy tài 22 NHTM lựa chọn giai đoạn 2009- 2014, qua đưa số khuyến nghị liên quan đến vấn đề 16 SỐ 173 - THÁNG 10.2016 Từ khóa: địn bẩy tài chính, ngân hàng thương mại, nhân tố ảnh hưởng Các nhân tố ảnh hưởng đến địn bẩy tài ngân hàng thương mại 1.1 Quy mô ngân hàng thương mại Trong nghiên cứu mình, Harris Raviv (1990), Wiwattnakantang (1999), Chen (2004) nhận thấy, quy mơ doanh nghiệp địn bẩy tài có mối quan hệ thuận chiều Điều hàm ý rằng, ngân hàng lớn thường có tỷ lệ nợ cao hơn, hay địn bẩy tài lớn ngân hàng nhỏ mức độ chấp nhận quản trị rủi ro tốt Nghiên cứu Beven & Danbolt (2002) cho thấy quy mô công ty có quan hệ tỷ lệ nghịch với nợ ngắn hạn tỷ lệ thuận với nợ dài hạn doanh nghiệp cho thấy lập luận có sở Cùng với đó, khả huy động vốn từ tiền gửi công chúng vay tổ chức khác NHTM lớn dễ dàng so với ngân hàng nhỏ mức độ tín nhiệm cao Có thể thấy, với quy mơ lớn, ngân hàng có tiềm lực mạnh tài nhân lực nên có khả đa dạng hóa lĩnh vực kinh doanh, đa dạng việc cung cấp sản phẩm tín dụng phi tín dụng Các ngân hàng có dịng tiền ổn định, đặc biệt, khả phá sản nhỏ ngân hàng có quy mơ nhỏ Có quan điểm, lý thuyết thông tin bất cân xứng (Asymmetric Information) cho quy mơ doanh nghiệp có ảnh hưởng chiều với tỷ suất nợ Điều chứng minh qua nghiên cứu Antoniou et al.(2002) sở số liệu điều tra công ty Pháp, Đức Anh Nghiên cứu nước Trần Hùng Sơn (2013) phân tích cơng ty niêm yết sàn chứng khốn Việt Nam minh chứng rõ cho nhận định 1.2 Khả sinh lời ngân hàng thương mại Khả sinh lời ngân hàng đánh giá qua nhiều yếu tố, đó, sử dụng nhiều ROA, ROE Nếu ROA đánh giá mức sinh lời từ việc đầu tư tài sản mà ngân hàng có ROE lại xem xét đến khả tạo lợi nhuận từ đồng vốn mà chủ ngân hàng bỏ Khả sinh lời ngân hàng yếu tố then chốt giúp THAÙNG 10.2016 - SỐ 173 ngân hàng tốn khoản nợ khổng lồ vốn mang đặc thù ngành Nếu mức độ sinh lời ngân hàng thấp, chí nhỏ chi phí lãi vay mà phải bỏ để có quyền sử dụng vốn, hẳn ngân hàng sử dụng vốn chủ sở hữu Theo Midiglinani Miller (1963), doanh nghiệp có khả sinh lời lớn thường có xu hướng sử dụng nợ nhiều Địn bẩy cao ngân hàng có tỷ lệ sinh lời cao, lẽ, họ coi lãi phải trả rào chắn thuế TNDN Tuy nhiên, lý thuyết trật tự phân hạng (Pecking order theory) lại cho rằng, nhà quản trị có thơng tin giá trị doanh nghiệp tốt nhà đầu tư bên ngồi, mà chi phí huy động vốn bên ngồi cao, nhà quản trị mà phân hạng ưu tiên sử dụng vốn tự có (lợi nhuận giữ lại) huy động từ bên Nghiên cứu thực nghiệm Huang & Song (2002), Pandey (2001) nước có kinh tế chuyển đổi làm rõ quan điểm Các tác giả phát rằng, hiệu kinh doanh có mối tương quan tỷ lệ nghịch với tỷ suất nợ Hiệu hoạt động ngân hàng cao, ngân hàng có xu hướng sử dụng nhiều vốn chủ để tài trợ cho hoạt động 1.3 Khả tăng trưởng ngân hàng thương mại Lý thuyết chi phí đại diện cho chủ doanh nghiệp (các cổ đơng) thường có xu hướng tranh dành lợi ích từ chủ nợ Tốc độ tăng trưởng cao hàm ý kết kinh doanh khả quan, cổ đơng không muốn chia sẻ ưu cho chủ nợ, khoản đầu tư doanh nghiệp chuyển lợi ích từ cổ đơng sang trái chủ Kết doanh nghiệp có hội tăng trưởng cao sử dụng nợ Và theo nghiên cứu Rajan Zingales (1995), Gaud et al (2005) cho kết mối quan hệ nghịch biến đòn bẩy tài tăng trưởng 1.4 Rủi ro thuế thu nhập doanh nghiệp Với ngân hàng, rủi ro điều thường trực nhận quan tâm lớn khơng từ phía nhà quản trị ngân hàng mà cịn từ phía quan quản lý Rủi ro ngân hàng liên quan đến rủi ro 17 hệ thống, đến an toàn lành mạnh hệ thống tài Rủi ro lớn, niềm tin cơng chúng giảm, vậy, khả tiếp cận huy động vốn từ bên ngồi trở nên khó khăn tốn Khả chấp nhận quản trị rủi ro nhà lãnh đạo tác động đến lượng vốn chủ nợ mà ngân hàng định trì sử dụng Bên cạnh đó, việc trì tỷ lệ đòn bẩy cao giúp ngân hàng tạo chắn thuế, kết giảm thuế thu nhập doanh nghiệp phải nộp Midiglinani Miller (1963) xem lí ngân hàng, hay doanh nghiệp thường sử dụng nhiều nợ để gia tăng giá trị cho Tuy nhiên, khoản thuế giảm từ khấu hao gọi chắn thuế từ nợ DeAngelo & Masulis (1980) tranh cãi chắn thuế thay cho lợi ích thuế từ việc tài trợ nợ cho doanh nghiệp doanh nghiệp ưu tiên sử dụng chắn thuế hơn, rủi ro mà thấp Rủi ro cao, tỷ lệ nợ tối ưu nhà quản trị giảm thấp để đảm bảo an tồn cho Trong đó, việc sử dụng nợ giúp giảm chi phí thuế thu nhập doanh nghiệp Tuy nhiên, mức rủi ro cao, việc sử dụng nợ khơng có nhiều ý nghĩa tất nhiên, chủ ngân hàng ưu tiên cho việc đảm bảo an toàn lợi nhuận Do vậy, việc đánh giá rủi ro ảnh hưởng thuế thu nhập doanh nghiệp thường phân tích xem xét đến việc xác định tỷ lệ nợ tối ưu 1.5 Tăng trưởng quốc nội Theo Gerler Gilchist (1993), thời kỳ suy thoái kinh tế, hoạt động doanh nghiệp gặp nhiều khó khăn việc tìm dịng tiền để hồn trả nghĩa vụ nợ Và ngược lại, kinh tế tăng trưởng thường dồi chi phí huy động vốn giảm nên ngân hàng thời kỳ tăng trưởng có xu hướng sử dụng nợ nhiều Và nghiên cứu thực nghiệm chứng minh GDP có tác động chiều lên địn bẩy tài doanh nghiệp ngân hàng, ví dụ nghiên cứu tác giả Trần Đình Khơi Ngun (2006) Các yếu tố ảnh hưởng tới địn bẩy tài NHTM đa dạng phong phú, có yếu tố ảnh hưởng nhiều, có yếu tố ảnh hưởng ít, có yếu tố ảnh hưởng thuận chiều, có yếu tố ảnh 18 hưởng trái chiều Điều giải thích ngân hàng lại có tỷ lệ nợ khơng giống Chính vậy, việc xác định nhân tố ảnh hưởng đến hoạt động ngân hàng nhiệm vụ quan trọng góp phần nâng cao giá trị, an toàn ổn định hoạt động thân ngân hàng nói riêng, tồn hệ thống ngân hàng nói chung Một số nghiên cứu quốc tế nhân tố ảnh hưởng đến địn bẩy tài ngân hàng thương mại Nhóm tác giả tóm tắt ba cơng trình nghiên cứu thực nghiệm quốc tế nhân tố ảnh hưởng đến địn bẩy tài ngân hàng mang tính đại diện Kết nghiên cứu cho thấy có khác biệt hướng tác động nhân tố tác động lên đòn bẩy tài ngân hàng mơ hình nghiên cứu quốc gia khác Cơng trình nghiên cứu Rient Gropp Florian Heider (2009) Trong báo cáo nghiên cứu Ngân hàng Trung ương Châu Âu bàn “Các nhân tố ảnh hưởng đến cấu trúc vốn ngân hàng” dựa quy mô mẫu 200 ngân hàng 15 quốc gia thuộc Liên Minh Châu Âu Mỹ khoảng thời gian từ năm 1991 đến năm 2004 Để đánh giá tác động nhân tố lên cấu trúc vốn ngân hàng, công trình nghiên cứu sử dụng biến đại diện cho cấu trúc vốn địn bẩy tài (biến phụ thuộc) đo lường: Địn bẩy tài = – VCSH/Tổng tài sản (trong địn bẩy tài tính theo giá trị sổ sách theo giá trị thị trường) Và cơng trình nghiên cứu sử dụng nhân tố tác động lên cấu trúc vốn ngân hàng (biến độc lập) Ngoài ra, nghiên cứu bổ sung biến vĩ mơ vào mơ hình: Tăng trưởng, GDP, lạm phát, rủi ro thị trường chứng khoán Kết cho thấy tăng trưởng GDP lạm phát tác động chiều lên địn bẩy tài rủi ro thị trường chứng khốn tác động ngược chiều lên địn bẩy tài Cơng trình nghiên cứu Monica Octavia Rayna Brown (2008) Cơng trình nghiên cứu “Các nhân tố ảnh hưởng đến cấu trúc vốn ngân hàng quốc gia phát triển”, tác giả sử dụng biến độc lập, SỐ 173 - THÁNG 10.2016 biến phụ thuộc mơ hình tương tự nghiên cứu Rient Gropp Florian Heider (2009) Mẫu nghiên cứu tác giả chọn gồm 56 ngân hàng từ 10 quốc gia phát triển thời gian từ năm 1996 đến 2005 Kết nghiên cứu khẳng định biến độc lập: biến Quy mô (Size) giá trị sổ sách (MTB) tác động đồng biến; biến Lợi nhuận (Profits), tài sản chấp (Collateral), cổ tức (Dividends), Rủi ro (Risk) có tác động nghịch biến lên địn bẩy tài ngân hàng Cơng trình nghiên cứu Ebru Ḉağlayan (2010) Cơng trình nghiên cứu “Các nhân tố tác động đến Cấu trúc vốn chứng từ ngân hàng Thổ Nhĩ Kỳ”, tác giả sử dụng liệu từ 25 ngân hàng Thổ Nhĩ Kỳ với biến phụ thuộc biến Địn bẩy tài biến độc lập là: Tỷ số giá trị thị trường so với giá trị sổ sách (MTB), lợi nhuận (PROF), quy mơ (SIZE), tài sản hữu hình (TANG) Kết nghiên cứu cho thấy hầu hết biến mô hình nghiên cứu có ý nghĩa thống kê mơ hình hướng tác động mơ hình cụ thể sau: Biến tỷ số giá trị thị trường so với giá trị sổ sách (MTB) Quy mơ (SIZE) tác động chiều lên địn bẩy tài chính; biến lợi nhuận (PROF), tài sản hữu hình (TANG) tác động ngược chiều lên biến địn bẩy tài Các nhân tố ảnh hưởng đến đòn bẩy tài ngân hàng thương mại Việt Nam Mục tiêu nghiên cứu định lượng nhân tố tác động lên địn bẩy tài chứng minh ảnh hưởng nhân tố tác động lên đòn bẩy tài hệ thống NHTM Đồng thời, dựa ước lượng để làm rõ tác động mức độ ảnh hưởng nhân tố lên đòn bẩy tài NHTM 3.1 Cơ sở liệu phương pháp định lượng 3.1.1 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 THÁNG 10.2016 - SỐ 173 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 3.000 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, nhóm nghiên cứu tổng hợp liệu 22 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 khủng hoảng b Nguồn số liệu Đối với liệu ngân hàng: Chúng thu thập liệu thông qua Bankscope, Báo cáo thường niên Báo cáo tài NHTM công bố hàng năm website NHTM Bằng phương pháp tìm kiếm, trích lọc xếp liệu, nhóm nghiên cứu loại trừ 13 tổng số 35 ngân hàng không đủ liệu, mẫu cuối lại 22 ngân hàng Đối với liệu biến vĩ mô thu thập thông qua Tổng cục Thống kê Việt Nam Về kích thước mẫu nghiên cứu mơ hình: Với quy mô mẫu chọn 22 ngân hàng số 35 NHTM Việt Nam chiếm 67,2% tổng tài sản 78,8% vốn tự có Vì vậy, mẫu đủ mang tính đại diện thống kê 3.1.2 Các biến số phương pháp định lượng a Mơ hình hồi quy Dựa lý thuyết nghiên cứu cấu trúc vốn ngân hàng giới, nhóm nghiên cứu vận dụng mở rộng sở tài liệu có Việt Nam Đồng thời, trình độ phát triển kinh tế khơng đồng đều, quy định quản lý rủi 19 ro ngân hàng quốc gia tương đối khác nên cần thiết lựa chọn sử dụng biến phù hợp với NHTM Việt Nam Trong nghiên cứu này, dựa vào việc thu thập liệu đặc thù NHTM Việt Nam, nhóm nghiên cứu 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 đòn bẩy tài (LEVERAGE) Các biến đo lường dựa số liệu Bankscope, giá trị sổ sách Báo cáo thường niên Báo cáo tài cơng bố NHTM Mơ hình thể qua phương trình hồi quy sau: Lev1 = β0 + β1PROFi,t-1 + β2Ln(SIZE)i,t-1 + β3COLLi,t-1 + β4GROWi,t 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, lựa chọn biến vĩ mơ kinh tế vào mơ hình Đại diện cho yếu tố vĩ mô, lựa chọn biến tăng trưởng tổng sản phẩm quốc nội Để đánh giá kết tác động GDP lên địn bẩy tài chính, sử dụng mơ hình hồi quy thứ hai là: Lev1 = β0 + β1PROFi,t-1 + β2Ln(SIZE)i,t-1 + β3COLLi,t-1 + β4GROWi,t + β5GDPt 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 Địn bẩy tài Biến địn bẩy tài (L) = − VCSH×TTS-1 Cách tính sử dụng cơng trình nghiên cứu Group Heider (2009), Monica Octavia Rayna Brown (2008) Biến lợi nhuận (Profitablity): Do lợi nhuận tạo dựa tài sản ngân hàng nên để đại diện cho yếu tố lợi nhuận tác động đến Địn bẩy tài chính, nghiên cứu 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: (PROF) = LNST×TTS-1 20 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 cấu trúc vốn 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 Ḉağlayan (2010) Do vậy, giả thiết đặt với biến lợi nhuận H1: 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 báo cáo tài 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 (NHNN); Tiền gửi tổ chức tín dụng (TCTD) 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 NHNN+ Chứng khoán 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)/Tổng tài sản Cách xác định biến tài sản chấp xác định nghiên cứu Group Heider (2009), Monica Octavia Rayna Brown Theo lý thuyết trật tự phân hạng, tài sản SỐ 173 - THÁNG 10.2016 Bảng Dự kiến xu hướng biến độc lập tác động lên chấp tăng tăng uy tín ngân hàng địn bẩy tài ngân hàng thị trường, khiến cho người gửi tiền Ký Xu hướng Nhân tố tác động tin tưởng vào ngân hàng hơn, tài sản hiệu dự kiến chấp tương quan thuận với đòn bẩy tài Quy mơ SIZE + Đồng thời, lý thuyết cấu trúc Tăng trưởng GROW vốn cho việc có nhiều tài sản Lợi nhuận PROF chấp tăng tính minh bạch thơng tin, Tài sản chấp COLL + giảm bất cân xứng thông tin chủ nợ Tăng trưởng tổng sản phẩm quốc nội GDP + chủ sở hữu Do đó, doanh nghiệp dễ dàng tiếp cận vốn vay chi phí đại diện, doanh nghiệp có tăng Và giả thiết đặt H2: Tài sản chấp tác động trưởng nhanh thường cổ đơng khơng dễ đồng biến với địn bẩy tài dàng chia sẻ hội lợi nhuận cho chủ nợ Biến quy mô (Size): Quy mô ngân hàng thể đó, tốc độ tăng trưởng tương quan nghịch với đòn qua tổng tài sản ngân hàng, tính bẩy tài theo logarit tự nhiên tổng tài sản: Giả thiết H4: Tăng trưởng có mối quan hệ nghịch Biến Quy mơ (SIZE) = Ln(Tổng tài sản) biến với Địn bẩy tài Cách xác định tương tự nghiên cứu Biến tăng trưởng tổng sản phẩm quốc nội (GDP): của: Group Heider (2009), Monica Octavia Trong cấu vốn ngân hàng, chịu ảnh Rayna Brown (2008) hưởng nhân tố nội tại, chịu ảnh hưởng Rõ ràng, tổng tài sản ngân hàng lớn yếu tố vĩ mô tăng trưởng tổng sản phẩm thể sức mạnh ngân hàng tạo uy tín đối quốc nội (GDP) Biến GDP tính dựa với chủ nợ (chủ nợ bao gồm chủ thể cho vay tiêu tăng trưởng GDP hàng năm Tổng cục Thông người gửi tiền) Đồng thời, Quy mô ngân hàng kê công bố hàng năm lớn thể rủi ro phá sản thấp Do đó, tổng (GDP) = tăng trưởng tổng sản phẩm quốc nội tài sản ngân hàng lớn có nhiều hội Việc xác định biến GDP sử dụng trong huy động vốn dân cư tổ chức công trình nghiên cứu Trần Đình Khơi Ngun kinh tế Đồng thời, nghiên cứu cấu trúc (2006), Group Heider (2009) Trong thời kỳ GDP vốn doanh nghiệp phi tài nghiên tăng trưởng nguồn vốn kinh tế thường cứu Octavia Rayna Brown (2008) dồi dào, nên điều kiện thuận lợi cho NHTM nước phát triển; Group Heider (2009) huy động vốn Đồng thời, nghiên cứu nước phát triển khẳng định quy mơ có Trần Đình Khôi Nguyên (2006), Group Heider tác động đồng biến lên địn bẩy tài (2009) cho GDP có quan hệ chiều Một giả thiết đặt H3: Quy mơ tác với Địn bẩy tài Giả thuyết đặt (H5): Biến Tăng trưởng tổng sản động đồng biến lên địn bẩy tài Biến tăng trưởng (Grow): Biến tăng trưởng phẩm quốc nội tác động đồng biến lên Đòn bẩy tài ngân hàng tính dựa tốc độ tăng trưởng ngân hàng tổng tài sản ngân hàng xác định thơng qua cơng thức tính là: 3.2 Kết định lượng (Grow) = (TTS(t) − TTSt-1) ÷ TTSt-1 3.2.1 Mơ hình hồi quy a Phân tích tương quan Trong đó: t năm khảo sát Phân tích độ tương quan để đo lường mối quan hệ Cách xác định biến Tăng trưởng sử biến mơ hình Nếu biến độc dụng nghiên cứu Trần Đình Khơi Ngun lập mơ hình, khơng có cặp biến có hệ số (2006) Tăng trưởng chứng ngày tương quan lớp 0,8 chấp nhận ngược mở rộng ngân hàng Vì vậy, ngân hàng lại xem mơ hình bị tượng đa cộng tuyến có tốc độ tăng trưởng lớn, thường nhận thấy (Bảng 2) tổng tài sản tăng nhanh Theo lý thuyết THÁNG 10.2016 - SỐ 173 21 Bảng Tương quan biến mơ hình + Với i, t ngân hàng năm nghiên cứu + Các biến lợi nhuận, quy mô, tài sản chấp ước lượng với độ trễ năm với giả thiết ảnh hưởng biến 0.1303 lên năm đòn 0126 bẩy tài -0.1713** -0.0541 + Biến tăng trưởng tính 0.0438 0.5269 với tốc độ tăng trưởng -0.0653 -0.0966 0.0227 với đòn bẩy tài 0.4900 0.3064 0.8202 -Kết mơ hình hồi quy ước -0.4718*** -0.1594* 0.3181*** -0.1387 lượng Đòn bẩy tài 0.0000 0.0609 0.0001 0.1410 + Kết mơ hình hồi quy theo phương pháp Từ kết mơ hình ta nhận thấy khơng có Pooled OLS (Bảng 3) tượng tương quan cặp biến độc lập Từ kết mơ hình ta có hệ số R2 = 0,6784 mơ hình giá trị tương quan lớn 0,6051 Điều cho thấy biến mô hình phù biến độc lập quy mơ lợi nhuận có mức ý hợp nghĩa sig< 0,01, tức biến độc lập đưa vào mô hình phù hợp có mức ý nghĩa 1% Hệ số b Phân tích hồi quy nhân tố nội tác động Adj R-squared cho thấy độ tương thích mơ hình đến địn bẩy tài NHTM Việt Nam 65,39% hay nói cách khác 65,39% biến thiên biến Dựa vào liệu 22 NHTM thời gian từ phụ thuộc giải thích biến độc lập năm 2009 đến 2014 với biến phụ thuộc Biến địn mơ hình bẩy tài (Lev) biến độc lập Lợi nhuân Đồng thời, qua số kiểm định phù hợp (PROF), Quy mô (SIZE), Tài sản chấp (COLL) hàm hồi quy ta có hệ số hồi quy F= 25,83 với mức tăng trưởng (GROW), sử dụng phương ý nghĩa nhỏ 1%, mơ hình phù pháp Pooled OLS để ước lượng tham số cho mơ hợp hình Mơ hình dự kiến là: Tuy nhiên mơ hình hồi quy tuyến tính Lev1 = β0 + β1PROFi,t-1 + β2Ln(SIZE)i,t-1 + β3COLLi,t-1 mà liệu bảng để tăng phù hợp mơ hình đánh giá tác động chéo biến thời + β4GROWi,t gian ngân hàng cần sử dụng Bảng Kết hồi quy địn bẩy tài theo phương pháp phân tích hồi quy với hiệu ứng cố định Pooled OLS hay với tác động ngẫu nhiên, điều Coef Std Err t Prof > |t| [95% conf chứng minh nghiên PROF -3.656392*** 4973398 -7.35 0.000 -4.642525 cứu Rient Group Florian Heider COLL 0089159 0133247 0.67 0.505 -.0163676 (2009), áp dụng nghiên SIZE 02815*** 0023015 12.23 0.000 0231687 cứu Ebu Caglayan (2010) Vì vậy, cần GROW 0012765 0027739 0.46 0.646 -.0042236 tiến hành hồi quy mơ hình tuyến tính Year với hiệu ứng cố định tác động 2011 -.0065151 0067533 -0.96 0.337 -.0199055 nhẫu nhiên để đánh giá lựa chọn mô 2012 -.0268578*** 0070208 -3.83 0.000 -.0407787 hình phù hợp 2013 -.0279653*** 0075756 -3.69 0.000 -.0429864 + Kết hồi quy mơ hình với địn bẩy 2014 -.0260357*** 0086883 -3.00 0.003 -.0432631 tài kết hợp tác động hiệu ứng _cons 4338508*** 0427262 10.15 0.000 3491327 cố định (Bảng 4) R-squared = 0.6784 F (8, 105) = 27.69 + Kiểm định phù hợp mơ hình: Adj R-squared = 0.6539 Prob > F = 0.000 Probability Lev Lev PROF -0.4662*** 0.0000 COLL -0.0147 0.8634 SIZE 0.6501*** 0.0000 GROW 0.1008 0.2858 GDP 0.1323 0.1206 22 PROF COLL SIZE GROW GDP SỐ 173 - THÁNG 10.2016 Bảng Kết hồi quy Địn bẩy tài với tác động cố định (Fixed effect) Coef PROF -.4669774 COLL 0239943** SIZE 0494861*** GROW 0041237 _cons -.0085995 R-sq: overall: 0.5187 Std Err t Prob > F [95% conf .3887415 -1.20 0.241 -1.2693 0103737 2.31 0.030 002584 0114589 4.32 0.000 0258361 0031864 1.29 0.208 -.0024527 2082565 -0.04 0.967 -.4384199 F (4, 24) = 30.75 Prob > F = 0.0000 Bảng Kiểm định Wald test Prof Coll Size Grow test Prof + Coll + Size + Grow = (1) Prof = (1) Prof + Coll + Size + Grow = (2) Coll = F (1, 24) = 12.53 (3) Size = Prob > F = 0.0017 (4) Grow = F (4, 24) = 30.75 Prob > F = 0.0000 Bảng Kết hồi quy Địn bẩy tài với tác động ngẫu nhiên (Random effect) Coef Std Err z Prob > |z| [95% conf PROF -1.753221*** 5131797 -3.42 0.001 -2.759034 COLL 0228691* 011936 1.92 0.055 -.0005249 SIZE 0296164*** 0049412 5.99 0.000 0199318 GROW 0050085* 0031034 1.61 0.107 -.0010741 _cons 3668077*** 0889534 4.12 0.000 1924622 R-sq: overall = 0.5966 Wald chi2(4) = 93.62 Prob > chi2 = 0.0000 Qua kiểm định F ta có hệ số hồi quy F = 30,75 với mức ý nghĩa 1%, đó, mơ hình phù hợp + Kiểm định Wald với giả thiết H0: biến có ràng buộc Theo kết Bảng ta thấy p-value< 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 + Kết hồi quy Đòn bẩy tài với tác động ngẫu nhiên (Bảng 6) + Kiểm định Wald: Theo kết Bảng ta thấy p-value< 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 THÁNG 10.2016 - SOÁ 173 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 Chọn mơ hình hồi quy: Để định lựa chọn mơ hình Random effect Pooled OLS ta sử dụng kiểm định Breusch-Pagan Lagrange multiplier (Bảng 7) Kết kiểm định cho thấy giá trị Prob>chibar2 < 0,05 nên định chọn mơ hình Random effect Để định lựa chọn mơ hình Random effect với Fixed effect ta sử dụng kiểm định Hausman (Bảng 8) Từ kết kiểm định, ta thấy giá trị Prob>chi2 < 0,01 nên định sử dụng mơ hình với hiệu ứng cố định Vậy hồi quy với Mơ hình Fixed effect mang lại kết tốt c 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 mô 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 + β1PROFi,t-1 + β2Ln(SIZE)i,t-1 + β3COLLi,t-1 + β4GROWi,t + β5GDPt + β6It + ci + ct + ei,t d Kết mơ hình hồi quy Trước tiên, ta tiến hành phân tích hồi quy mơ hình Bảng Kết kiểm định Breusch-Pagan Lagrange multiplier Var sd = sqrt(Var) Lev 0015989 039986 E 0003502 0187136 U 000204 0142835 Test: Var(u) = Chibar2(01) = 22.14 Prob> chibar2 = 0.0000 23 Bảng Kết kiểm định Hausman Hausman random fixed Coeficients (b) fixed (B) random (b-B) Difference Prof -.4669774 -1.753221 1.286243 Coll 0239943 0228691 0011251 Size 0494861 0296164 0198697 Grow 0041237 0050085 -.0008849 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) = (b-B)’[(V_b-V_B)6(-1)](b-B) = 70.01 Prob > chi2 = 0.0000 (V_b-V_B is not positive definite) Bảng Kết hồi quy đòn bẩy tài có tác động yếu tố vĩ mô với tác động cố định Coef PROF -1.667436*** COLL 0054475 SIZE 0664745*** GROW -.0004893 GDP -1.89e-08*** _cons -.2441744 R-sq: overall = 0.5550 Std Err t 5347396 -3.12 0116535 0.47 0088569 7.51 002175 -0.22 4.96e-09 -3.81 1619355 -1.51 F (5, 24) = 34.48 Prob > F [95% conf 0.005 -2.771085 0.644 -.0186041 0.000 0481948 0.824 -.0049782 0.001 -2.92e-08 0.145 -.5783928 Prob > F = 0.0000 giá trị xác suất p, từ thống kê p mơ hình ta có kết sau: Kết biến Lợi nhuận, Quy mô GDP nhận giá trị xác xuất p nhỏ nhiều so với 1%, điều có nghĩa hai biến có ý nghĩa cao việc giải thích mơ hình + Kiểm định Wald: Giả thiết H0: biến có ràng buộc Theo kết Bảng 10, p-value< 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 Lev2 phù hợp, sử dụng nghiên cứu với độ tin cậy cao 3.2.2 Các kết nghiên cứu Từ kết mơ hình ước lượng hồi quy, tổng hợp kết bảng 11 Pooled OLS (Bảng 9) Bảng tổng hợp cho thấy mức độ giải thích Lev2 = −0.2442 − 1.6674PROF + 0.0054SIZE − mơ hình mức trung bình, biến độc lập 0.0005GROW − (1.89e − 0.8)GDPt + [CS = F] giải thích 55,5% thay đổi biến phụ thuộc Trong mơ hình mức độ giải thích biến Kết gần với kết Trần Đình Khơi độc lập biến giải thích cải thiện với mức Nguyên (2006) phân tích nhân tố ảnh hưởng độ giải thích mơ hình R2= 55,5% Tuy nhiên, đến cấu trúc tài doanh nghiệp vừa nhỏ để chắn độ phù hợp mơ hình ta cần tiến Việt Nam kết nghiên cứu Rient Group hành kiểm định phù hợp cho mơ hình Florian Heider (2009) nghiên cứu + Kiểm định phù hợp mơ hình: Kiểm định định cấu trúc vốn ngân hàng giả thiết hệ số hồi quy riêng: Với giả thiết - Biến quy mô (SIZE): Biến quy mô tác động đồng mô hình H0: βi = H1: βi ≠ 0; sử dụng kết biến lên địn bẩy tài ngân hàng với mức ý nghĩa 1% Bảng 10 Kiểm định Wald Điều đồng nghĩa với quy test Prof Coll Size Grow GDP test Prof + Coll + Size + Grow = mô ngân hàng tăng địn (5) Prof = (2) Prof + Coll + Size + Grow = bẩy tài tăng Đối với (6) Coll = F (1, 24) = 23.14 ngân hàng hoạt động lĩnh (7) Size = Prob > F = 0.0001 vực kinh doanh tiền tệ, việc huy (8) Grow = động vốn ngân hàng F (5, 24) = 34.48 hình thức vay mượn tiền mà Prob > F = 0.0000 24 SỐ 173 - THÁNG 10.2016 Bảng 11 Kết ảnh hưởng nhân tố ảnh hưởng đến địn bẩy tài trái ngược với nghiên cứu nhân tố tác động đến cấu trúc vốn Ngân Rient Group Trần Ebru Nhóm Monica Octahàng quốc gia phát triển với kết Nhân FloĐình Khơi via Rayna Caglayan nghiên luận biến lợi nhuận tác động tố Nguyên rian Heider Brown (2008) (2010) cứu chiều lên biến địn bẩy tài (2006) (2009) PROF -* -* -*** +*** -*** (Rient Group Florian Heider – COLL +? -*** -*** +** +? 2009) SIZE +*** +** +*** -*** +*** - Biến tài sản chấp (COLL): GROW ? ? ? +* -? Biến tài sản chấp có quan hệ GDP +*** -? ? +* -*** chiều với biến đòn bẩy tài 0.58 0.778 0.91 0.53 0.555 R2 Kết phù hợp với *, **, *** mức ý nghĩa 10%, 5%, 1% , chưa xác định lý thuyết đánh đổi cấu trúc vốn ảnh hưởng mức độ ý nghĩa biến chi phí đại diện cho tài sản chấp tăng tạo điều kiện cho khơng có tài sản chấp, tín nhiệm đối doanh nghiệp tăng nợ cách dễ dàng Do với ngân hàng điều quan trọng Vì đó, biến tài sản chấp phải tỷ lệ thuận với biến ngân hàng có quy mơ lớn nhận địn bẩy tài Và điều chứng minh tín nhiệm cao Do biến quy mơ có tác nghiên cứu Huỳnh Hữu Mạnh (2010) động tương quan thuận lên địn bẩy tài hợp nghiên cứu Cấu trúc vốn doanh lý nghiệp sàn giao dịch chứng khoán TP.HCM Đồng thời kết phù hợp với Việc biến tài sản chấp khơng có ý nghĩa cao nghiên cứu Monica Octavia Raya Brown mơ hình, tức biến Tài sản chấp chịu (2008), Rient Group Florian Heider (2009), Ebru ảnh hưởng đặc trưng riêng ngân hàng thời Ḉağlayan (2010) nghiên cứu cấu trúc vốn gian Nguyên nhân vấn đề xuất phát từ: ngân hàng nước giới Và phù + Người dân gửi tiền vào ngân hàng thường hợp với nghiên cứu Trần Đình Khơi Ngun trọng đến hình thức bên ngồi ngân hàng (2006) cơng trình nghiên cứu nhân tố tác trụ sở, sở vật chất cố định trọng đến động lên cấu trúc vốn doanh nghiệp vừa tổng tài sản hữu hình ngân hàng Vì nhỏ Việt Nam vậy, với quan niệm ngân hàng nơi gửi tiền an toàn - Biến tăng trưởng (GROW): Biến tăng trưởng tác nên người gửi tiền quan tâm đến tài sản chấp động nghịch biến lên địn bẩy tài NHTM Việt Mặc dù nay, ngân hàng TMCP Nam có mức tăng trưởng cao tỷ lệ nợ phát triển tốt, nhiên bóng NHTM giảm Điều phù hợp với lý thuyết trật tự phân Nhà nước lớn Sự tồn ngân hàng hạng lý thuyết chi phí đại diện kinh có ảnh hưởng mạnh mẽ đến kinh tế, đó, doanh, doanh nghiệp tăng trưởng nhanh có Chính phủ không để số ngân xu hướng giảm sử dụng địn bẩy tài hàng phá sản Điều rằng, việc gửi - Biến lợi nhuận (PROF): Biến lợi nhuận có tác tiền vào ngân hàng an toàn tuyệt đối động ngược chiều lên biến địn bẩy tài Lợi - Biến tăng trưởng tổng sản phẩm quốc nội (GDP): nhuận NHTM Việt Nam cao tỷ lệ vốn Kết nghiên cứu cho thấy biến GDP có quan hệ chủ sở hữu tăng Điều phù hợp với lý nghịch biến với biến Đòn bẩy tài chính, điều thuyết trật tự phân hạng, cơng ty có tỷ lệ sinh đồng nghĩa với việc tăng trưởng tổng sản phẩm lời nhiều có xu hướng sử dụng nguồn vốn bên quốc nội làm giảm địn bẩy tài nguồn vốn bên Và nghiên cứu ngân hàng Kết trái ngược với nghiên Monica Octavia Rayna Brown (2008), Ebru cứu Rient Group Florian Heider (2009), Trần Ḉağlayan (2010), Trần Đình Khơi Ngun (2006) Đình Khơi Ngun (2006) Sau khủng hoảng kinh khẳng định điều Nhưng kết tế 2008- 2011 có nhiều doanh nghiệp phá THÁNG 10.2016 - SỐ 173 25 sản khơng doanh nghiệp phải sáp nhập với để tồn Các hội đầu tư kinh tế tiềm ẩn nhiều rủi ro trước Hơn nữa, tỷ lệ nợ xấu ngân hàng tăng cao Chính vậy, ngân hàng phải thận trọng trước hội đầu tư để đảm bảo an toàn việc sử dụng vốn, ngân hàng giảm sử dụng đòn bẩy tài điều dễ hiểu Một số khuyến nghị Từ kết nghiên cứu nhân tố tác động đến địn bẩy tài nhóm NHTM ngân hàng Việt Nam cho thấy, tăng trưởng GDP giống tất ngân hàng, song nhân tố khác lại biến đổi theo ngân hàng Trong thân nhân tố đó, mức độ tác động chúng khác đến ngân hàng khác Do vậy, cần xác định tỷ lệ địn bẩy tài phù hợp với ngân hàng dựa yếu tố sau: - Đặc điểm ngân hàng (quy mô, lợi nhuận tốc độ tăng trưởng): + Các ngân hàng lớn áp dụng tỷ lệ địn bẩy tài cao so với ngân hàng có quy mơ nhỏ + Những ngân hàng có mức lợi nhuận cao thường có xu hướng sử dụng nợ chủ yếu sử dụng nguồn vốn tự có nhằm đảm bảo an tồn Do vậy, ngân hàng có mức tăng trưởng lợi nhuận cao, nên tận dụng hội để tăng vốn chủ sở hữu Việc làm tăng sức mạnh, uy tín ngân hàng thị trường, đảm bảo quy định giới hạn vốn quan quản lý, mà tạo điều kiện cho ngân hàng phát triển sau + Với ngân hàng tăng trưởng nhanh hơn, cho phép tỷ lệ địn bẩy tài cao tăng trưởng NHTM Việt Nam chủ yếu dựa tăng trưởng từ nợ Các ngân hàng muốn tăng trưởng nhanh, cần đẩy mạnh việc huy động vốn từ kinh tế - Xác định địn bẩy tài dựa mục tiêu tái cấu trúc hệ thống ngân hàng Theo Đề án “Cơ cấu lại hệ thống TCTD giai đoạn 2011- 2015” (Quyết định số 254/QĐ-TTg) NHTM chia thành nhóm khác nhau, dựa khác biệt quy mô, lợi nhuận, mức độ lành mạnh, minh bạch,… để thực biện pháp tái cấu trúc khác nhau, có việc xác định cấu trúc vốn Do vậy, việc xác định đòn bẩy tài phù hợp cần vào việc phân loại nhóm ngân hàng Nhóm ngân hàng nhỏ, có mức độ cạnh tranh thấp có mức địn bẩy tài thấp nhất; sau đến nhóm ngân hàng cỡ trung với mức độ cạnh tranh vừa phải; cuối cùng, nhóm ngân hàng lớn, có khả cạnh tranh cao, có tiềm lực kinh tế mạnh, rủi ro phá sản chi phí đại diện thấp trì tỷ lệ địn bẩy tài cao ■ TÀI LIỆU THAM KHẢO Milton Harris, Artur Raviv, (1990), Capital Structure and the informational role of debt The Journal of Finance Vol XLV, No 2 Y Wiwattanakatang, (1999), Anempirical study on the determinants of the capital structure of Thai firms, Pacific-Basin Finance Journal J J Chen, Yan Xue, (2004), New empirical study on the capital structure of Chinese listed companies G Huang, F M Song, (2006), The derterminants of capital structure: evidence from China. China Economic Review 17 Modigliani, F., & Miller, M (1958) The cost of capital, corporation finance, and the theory of investment Reint Gropp and Florian Heider (2009), The determinants of bank capital structure, European Central Bank Monica Octavia and Rayna Brown (2008), Determinants of Bank Capital Structure in Developing Countries: Regulatory Capital Requyrement versus the Standard Determinants of Capital Structure ThS Trần Hùng Sơn (2013), Xây dựng cấu trúc vốn mục tiêu cho doanh nghiệp sản xuất công nghiệp TP Hồ Chí Minh Tran Dinh Khoi Nguyen (2006), Capital structure in small and medium-sized enterprises: The case of Vietnam, ASEAN Economic Bulletin, 23, 192-211 SUMMARY Factors affecting financial leverage of Vietnam commercial banks and recommendations Financial leverage involves selecting a proportion of debt and equity ratio, which are the main sources of financing in any enterprise Therefore, we also see the study of financial leverage as the study of capital structure In other words, we consider how many percent of the capital is financed by debt, how many percent of the capital is financed by equity, and why firms have that choice? The task of financial management is carefully assess factors affecting the capital structure of firms from which offer an optimal capital structure to increase company value As a kind of enterprise, 26 SOÁ 173 - THAÙNG 10.2016 commercial bank is not an exception This paper will review several international studies on this issue and assess factors affecting capital structure of Vietnamese commercial banks On this basis, the authors study factors affecting the financial leverage of the 22 banks selected in 2009-2014 period and use research findings to suggest a number of recommendations concerning this issue Key words: Financial leverage, commercial bank, affecting factors Nghia Thi Tuan Le, Assoc.Prof PhD Working Organization: Banking Academy Field of study: Banking of Monetary, Public Debt Magazines have published articles: Journal of Economic research; Banking magazine Hung Manh Pham, M.Ec Working Organization: Banking Academy THÔNG TIN TÁC GIẢ Lê Thị Tuấn Nghĩa, Phó Giáo sư, Tiến sĩ Đơn vị công tác: Học viện Ngân hàng Lĩnh vực nghiên cứu chính: Tài chính, ngân hàng, sách tiền tệ Tạp chí tiêu biểu có viết đăng tải: Ngân hàng, Khoa học Đào tạo Ngân hàng Email: tuannghia.hvnh@gmail.com Phạm Mạnh Hùng, Thạc sỹ Đơn vị công tác: Viện NCKH Ngân hàng, Học viện Ngân hàng Lĩnh vực nghiên cứu chính: Tài chính, hoạt động ngân hàng Tạp chí tiêu biểu có viết đăng tải: Ngân hàng, Khoa học Đào tạo Ngân hàng Email: hungpm245@yahoo.com trang với việc phát huy hiệu quả, đặc biệt khơng phân biệt vai trị quản lý nhà nước hoạt động kinh doanh Trong bối cảnh đó, với lãnh đạo Chính phủ, Ban lãnh đạo NHNN, thực số cải cách Trong thành cơng đáng ghi nhận thiết lập mơ hình “Chi nhánh NHNN trung tâm” “Chi nhánh nghiệp vụ” (Theo số liệu NHNN, đến 1960 Chi nhánh NHNN trung tâm tỉnh, thành phố, có 220 chi điếm, 41 chi nhánh nghiệp vụ, 283 Quĩ Tiết kiệm mạng lưới phòng giao dịch) Với mơ hình này, NHNN bước đầu giảm bớt khó khăn thực đồng thời hai chức NHNN NHTM Mặc dù cịn thơ sơ, thiếu tiền đề, điều kiện bản, xem tiền thân hệ thống ngân hàng hai cấp Miền Bắc Việt Nam “Ơng cha đẻ mơ hình ngân hàng hai cấp Việt Nam, lóe sáng lên qua tư khoa học kinh tế thời đầu óc nhạy cảm ” ( BKTT VN) Tới đưa nhận định tổng quát: “Thế hệ Lê Viết Lượng, 1951- 1963, hệ vàng lịch sử 65 năm ngành Ngân hàng Việt Nam, có cơng trồng người mở mơ hình đại hệ thống Ngân hàng Việt Nam, để lại hậu mùa vàng trĩu nặng” Điểm lại vài nét đời nghiệp Cụ THÁNG 10.2016 - SỐ 173 Lê Viết Lượng, chúng ta- lớp cháu hậu Cụ tự hào ngành Ngân hàng Việt Nam có khách cách mạng văn hóa vây Tuy nhiên, nhiều người không khỏi băn khoăn suy nghĩ, Cụ chưa phong tặng danh hiệu dù đơn giản Vì vậy, cá nhân tơi mạo muội có vài kiến nghị: Đề nghị truy tặng Huân chương Sao vàng cho Cụ Lê Viết Lượng Đề nghị TP Hà Nội TP Hà Tĩnh chọn đường mang tên Lê Viết Lượng Đề nghị NHNN huyện Can Lộc chọn sở đào tạo tiêu biểu (bậc đại học phổ thông) mang tên Cụ Lê Viết Lượng Các bậc tiền bối chí sĩ cách mạng, danh nhân văn hóa với thân thế, nghiệp Cụ Lê Viết Lượng Đảng, Nhà nước, Ngành chủ quản vinh danh xứng đáng Đối với Cụ Lê Viết Lượng, cá nhân trộm nghĩ, có NHNN VN chủ xướng có điều kiện làm đề nghị để tỏ lịng tơn kính, ghi nhớ cơng ơn to lớn Cụ./ 27 ... tài Các nhân tố ảnh hưởng đến đòn bẩy tài ngân hàng thương mại Việt Nam Mục tiêu nghiên cứu định lượng nhân tố tác động lên địn bẩy tài chứng minh ảnh hưởng nhân tố tác động lên đòn bẩy tài hệ...Từ khóa: địn bẩy tài chính, ngân hàng thương mại, nhân tố ảnh hưởng Các nhân tố ảnh hưởng đến địn bẩy tài ngân hàng thương mại 1.1 Quy mô ngân hàng thương mại Trong nghiên cứu mình,... thống ngân hàng nói chung Một số nghiên cứu quốc tế nhân tố ảnh hưởng đến địn bẩy tài ngân hàng thương mại Nhóm tác giả tóm tắt ba cơng trình nghiên cứu thực nghiệm quốc tế nhân tố ảnh hưởng đến