Phân tích các nhân tố tác động đến khả năng sinh lợi của các ngân hàng TMCP việt nam

BỘ GIÁO DỤC VÀ ĐÀO TẠO TRƯỜNG ĐẠI HỌC KINH TẾ THÀNH PHỐ HỒ CHÍ MINH HUỲNH TẤN GIÀU PHÂN TÍCH CÁC NHÂN TỐ TÁC ĐỘNG ĐẾN KHẢ NĂNG SINH LỢI CỦA CÁC NGÂN HÀNG THƯƠNG MẠI CỔ PHẦN VIỆT NAM LUẬN VĂN THẠC SĨ KINH TẾ THÀNH PHỐ HỒ CHÍ MINH - NĂM 2016 BỘ GIÁO DỤC VÀ ĐÀO TẠO TRƯỜNG ĐẠI HỌC KINH TẾ THÀNH PHỐ HỒ CHÍ MINH HUỲNH TẤN GIÀU PHÂN TÍCH CÁC NHÂN TỐ TÁC ĐỘNG ĐẾN KHẢ NĂNG SINH LỢI CỦA CÁC NGÂN HÀNG THƯƠNG MẠI CỔ PHẦN VIỆT NAM Chuyên ngành: Tài – Ngân hàng Mã số ngành: 60340201 LUẬN VĂN THẠC SĨ KINH TẾ Người hướng dẫn khoa học PGS.TS TRƯƠNG QUANG THƠNG THÀNH PHỐ HỒ CHÍ MINH - NĂM 2016 LỜI CAM ĐOAN Tác giả xin cam đoan Luận văn Thạc sĩ Kinh tế với đề tài “Phân tích nhân tố tác động đến khả sinh lợi ngân hàng thương mại cổ phần Việt Nam” cơng trình nghiên cứu khoa học cá nhân tác giả với hướng dẫn PGS.TS Trương Quang Thông Luận văn tác giả thực hoàn tất cách độc lập Các số liệu đưa vào Luận văn trung thực thu thập từ nguồn đáng tin cậy Kết nghiên cứu Luận văn chưa công bố cơng trình khác Các giải pháp, khuyến nghị tác giả rút từ trình nghiên cứu lý luận thực tiễn Tài liệu tham khảo Luận văn trích dẫn đầy đủ rõ ràng Tác giả xin hoàn toàn chịu trách nhiệm nội dung trình bày Luận văn Thành phố Hồ Chí Minh, năm 2016 NGƯỜI CAM ĐOAN Huỳnh Tấn Giàu MỤC LỤC TRANG BÌA PHỤ LỜI CAM ĐOAN MỤC LỤC DANH MỤC CÁC TỪ VIẾT TẮT DANH MỤC CÁC BẢNG BIỂU DANH MỤC CÁC ĐỒ THỊ CHƯƠNG 1: GIỚI THIỆU ĐỀ TÀI 1.1 Lý thực đề tài 1.2 Mục tiêu vấn đề nghiên cứu 1.3 Đối tượng phạm vi nghiên cứu 1.4 Phương pháp nghiên cứu 1.5 Khung phân tích Luận văn 1.6 Ý nghĩa khoa học thực tiễn 1.7 Kết cấu Luận văn CHƯƠNG 2: TỔNG QUAN VỀ CÁC NHÂN TỐ ẢNH HƯỞNG ĐẾN KHẢ NĂNG SINH LỢI CỦA NGÂN HÀNG THƯƠNG MẠI 11 2.1 Khả sinh lợi ngân hàng thương mại 11 2.2 Các thước đo đo lường khả sinh lợi ngân hàng 12 2.2.1 Tỷ suất sinh lợi tài sản (ROA) 12 2.2.2 Tỷ suất sinh lợi vốn chủ sở hữu (ROE) 13 2.3 Các nhân tố tác động đến khả sinh lợi ngân hàng 15 2.3.1 Nhóm nhân tố bên ngân hàng 15 2.3.2 Nhóm nhân tố bên ngồi ngân hàng 24 CHƯƠNG 3: THỰC TRẠNG CÁC NHÂN TỐ ẢNH HƯỞNG ĐẾN KHẢ NĂNG SINH LỢI TẠI CÁC NHTMCP VIỆT NAM 30 3.1 Bối cảnh kinh tế Việt Nam 30 3.2 Thực trạng hoạt động kinh doanh hệ thống NHTMCP Việt Nam 33 3.2.1 Tình hình tổng tài sản 33 3.2.2 Tình hình vốn chủ sở hữu 36 3.2.3 Hoạt động huy động vốn 38 3.2.4 Hoạt động tín dụng rủi ro tín dụng 39 3.2.5 Tình hình thu nhập 40 3.2.6 Khả sinh lợi 41 3.3 Đánh giá thực trạng nhân tố ảnh hưởng đến khả sinh lợi NHTMCP Việt Nam 46 3.3.1 Thành tựu 46 3.3.2 Hạn chế nguyên nhân 47 CHƯƠNG 4: MƠ HÌNH NGHIÊN CỨU VÀ KẾT QUẢ NGHIÊN CỨU 50 4.1 Dữ liệu mẫu nghiên cứu 50 4.2 Các biến mơ hình nghiên cứu 50 4.2.1 Các biến phụ thuộc 50 4.2.2 Các biến độc lập 51 4.2.2.1 Nhóm biến độc lập bên ngân hàng 52 4.2.2.2 Nhóm biến độc lập bên ngồi ngân hàng 57 4.3 Mơ hình hồi qui 61 4.4 Kết nghiên cứu thảo luận 64 4.4.1 Thống kê mô tả biến 64 4.4.2 Kết mơ hình hồi qui 70 4.4.2.1 Nhóm nhân tố bên ngân hàng 73 4.4.2.2 Nhóm nhân tố bên ngân hàng 77 CHƯƠNG 5: KẾT LUẬN VÀ KHUYẾN NGHỊ 81 5.1 Kết luận 81 5.2 Khuyến nghị số giải pháp góp phần nâng cao khả sinh lợi NHTMCP Việt Nam 82 5.2.1 Một số khuyến nghị với Chính phủ NHNN Việt Nam 82 5.2.1.1 Khuyến nghị với Chính phủ Việt Nam 83 5.2.1.2 Khuyến nghị với NHNN Việt Nam 84 5.2.2 Khuyến nghị NHTMCP Việt Nam 86 5.2.2.1 Giải pháp tăng vốn chủ sở hữu ngân hàng 86 5.2.2.2 Giải pháp nâng cao hiệu hoạt động tín dụng xử lý nợ xấu 87 5.2.2.3 Giải pháp tăng trưởng tiền gửi khách hàng 89 5.2.2.4 Giải pháp nâng cao hiệu hoạt động ngân hàng 90 TÀI LIỆU THAM KHẢO PHỤ LỤC DANH MỤC CÁC TỪ VIẾT TẮT Ký hiệu/ Từ viết tắt Nghĩa tiếng Việt Nghĩa tiếng nước CAR Tỷ lệ an toàn vốn tối thiểu Captital Adequacy Ratio CIR Tỷ lệ chi phí thu nhập Cost to Income Ratio FE Mơ hình ảnh hưởng cố định Fixed Effects GDP Tổng sản phẩm quốc nội Gross Domestic Products GL Tổng dư nợ tín dụng Gross Loans GNP Tổng sản phẩm quốc gia Gross National Products GR Tỷ lệ tăng trưởng Growth Rate LLP Chi phí dự phịng rủi ro tín dụng Loan Loss Provisions NHNN Ngân hàng Nhà nước NHTM Ngân hàng thương mại NHTMCP Ngân hàng thương mại cổ phần NIM Tỷ lệ thu nhập lãi cận biên Net Interest Margin NL Tổng dư nợ tín dụng Net Loans NPL Nợ xấu Non-Performing Loans RE Mơ hình ảnh hưởng ngẫu nhiên Random Effects ROA Tỷ suất sinh lợi tài sản Return On Assets ROE Tỷ suất sinh lợi vốn chủ sở hữu Return On Equity TA Tổng tài sản Total Assets TCTD Tổ chức tín dụng TL Tổng nợ phải trả Total Liabilities WB Ngân hàng Thế giới World Bank WTO Tổ chức Thương mại Thế giới World Trade Organization DANH MỤC CÁC BẢNG BIỂU Bảng 3.1: Tổng tài sản bình quân tỷ lệ tăng trưởng tổng tài sản bình qn tồn hệ thống NHTMCP Việt Nam 34 Bảng 3.2: Vốn chủ sở hữu bình quân tỷ lệ tăng trưởng vốn chủ sở hữu hệ thống NHTMCP Việt Nam 36 Bảng 3.3: Qui định mức vốn pháp định ngân hàng thương mại Nghị định 141/2006/NĐ-CP Chính phủ 37 Bảng 3.4: Tổng tiền gửi khách hàng bình quân hệ thống NHTMCP Việt Nam 39 Bảng 3.5: Tình hình thu nhập hoạt động hệ thống NHTMCP Việt Nam 41 Bảng 3.6: Khả sinh lợi hệ thống NHTMCP Việt Nam số quốc gia khác thuộc khu vực châu Á năm 2014 45 Bảng 4.1: Các biến sử dụng mơ hình hồi qui 60 Bảng 4.2: Kết thống kê mô tả biến mô hình nghiên cứu 65 Bảng 4.3: Kết thống kê mô tả biến qua năm 67 Bảng 4.4: Kết ước lượng mơ hình hồi qui phương pháp S-GMM 71 DANH MỤC CÁC ĐỒ THỊ Đồ thị 3.1: Tốc độ tăng trưởng kinh tế tỷ lệ lạm phát Việt Nam 31 Đồ thị 3.2: Tốc độ tăng trưởng tổng tài sản bình quân toàn hệ thống NHTMCP Việt Nam 35 Đồ thị 3.3: Tốc độ tăng trưởng vốn chủ sở hữu bình qn tồn hệ thống NHTMCP Việt Nam 38 Đồ thị 3.4: Tốc độ tăng trưởng tín dụng chi phí dự phịng rủi ro tín dụng tồn hệ thống NHTMCP Việt Nam 40 Đồ thị 3.5: ROA ROE bình quân 40 NHTMCP Việt Nam 43 TÓM TẮT Bằng phương pháp định lượng thông qua việc sử dụng phương pháp ước lượng S-GMM (System Generalized Method of Moments), cịn gọi phương pháp ước lượng mơmen tổng qt hệ thống, phát triển mơ hình bảng động Arellano Bover (1991), Blundell Bond (1998), dựa liệu bảng gồm 280 quan sát 40 ngân hàng thương mại cổ phần (NHTMCP) Việt Nam giai đoạn từ năm 2008 đến năm 2014, tác giả thực kiểm định tác động nhân tố đặc trưng ngân hàng cấu trúc tài sản, chất lượng tài sản, nguồn vốn, cấu trúc tài chính, hiệu hoạt động, qui mơ ngân hàng, mức độ đa dạng hóa thu nhập nhân tố kinh tế vĩ mô mức độ tập trung ngành, tăng trưởng kinh tế, lạm phát, lãi suất đến khả sinh lợi NHTMCP Việt Nam Kết hồi qui tìm chứng cho thấy có tồn tác động nhân tố chất lượng tài sản thông qua tỷ lệ chi phí dự phịng rủi ro tín dụng tổng dư nợ tín dụng, nguồn vốn thơng qua tỷ lệ vốn chủ sở hữu bình quân tổng tài sản bình qn, cấu trúc tài thơng qua tỷ lệ tăng trưởng tiền gửi khách hàng hàng năm, hiệu hoạt động ngân hàng thông qua tỷ lệ tổng chi phí tổng thu nhập hoạt động, tăng trưởng kinh tế thông qua số tăng trưởng GDP hàng năm, lãi suất thông qua lãi suất tái cấp vốn ngân hàng nhà nước (NHNN) Việt Nam qui định thời kỳ biến động kinh tế Việt Nam theo thời gian đến khả sinh lợi NHTMCP Việt Nam thể qua hai thước đo tỷ suất sinh lợi tài sản (ROA) tỷ suất sinh lợi vốn chủ sở hữu (ROE) Cụ thể, tỷ lệ chi phí dự phịng rủi ro tổng dư nợ tín dụng tỷ lệ tổng chi phí tổng thu nhập hoạt động ngân hàng thấp khả sinh lợi ngân hàng thể qua hai thước đo ROA ROE cao Nghĩa là, để tình trạng nợ xấu nhiều tỷ trọng chi phí hoạt động tổng thu nhập hoạt động cao khả sinh lợi ngân hàng giảm, đó, để gia tăng khả sinh lợi ngân hàng thông qua hai thước đo ROA ROE ngân hàng cần cải thiện hiệu việc quản -+ -loanta | 0066133 0043908 1.51 0.134 -.0020543 0152809 nplgl | 0019448 0238266 0.08 0.935 -.0450894 0489789 llpnl | -.4009574 0642696 -6.24 0.000 -.5278267 -.2740881 eqta | 0322967 0081226 3.98 0.000 0162625 0483309 deptl | -.0011943 0032291 -0.37 0.712 -.0075686 00518 depgr | -.001665 0004274 -3.90 0.000 -.0025086 -.0008214 cir | -.0436109 002668 -16.35 0.000 -.0488775 -.0383443 size | 0007349 0009612 0.76 0.446 -.0011625 0026324 hhird | 0012135 0028372 0.43 0.669 -.0043872 0068143 hhiic | -.0155556 0684724 -0.23 0.821 -.1507213 1196101 gdp | -.1820605 1101997 -1.65 0.100 -.3995966 0354755 inflation | 0022272 018135 0.12 0.902 -.0335716 038026 interest | 0003685 0003701 1.00 0.321 -.000362 0010991 banktype | (omitted) _cons | 2119647 1066498 1.99 0.048 0014362 4224932 -+ -sigma_u | 00357733 sigma_e | 00398603 rho | 44612046 (fraction of variance due to u_i) -F test that all u_i=0: F(37, 170) = 3.10 Prob > F = 0.0000 Kết hồi qui theo mơ hình Random Effects Random-effects GLS regression Group variable: id Number of obs Number of groups = = 221 38 R-sq: Obs per group: = avg = max = 5.8 within = 0.7438 between = 0.7933 overall = 0.7478 corr(u_i, X) = (assumed) Wald chi2(14) Prob > chi2 = = 612.39 0.0000 -roa | Coef Std Err z P>|z| [95% Conf Interval] -+ -loanta | 0031381 0032742 0.96 0.338 -.0032793 0095555 nplgl | -.0219487 0229852 -0.95 0.340 -.0669988 0231014 llpnl | -.3600047 0614261 -5.86 0.000 -.4803977 -.2396117 eqta | 0424386 0059238 7.16 0.000 0308282 054049 deptl | 0009782 0028093 0.35 0.728 -.004528 0064843 depgr | -.001654 0003852 -4.29 0.000 -.002409 -.000899 cir | -.0420842 0023643 -17.80 0.000 -.0467181 -.0374502 size | 0004118 000611 0.67 0.500 -.0007857 0016094 hhird | -.0014344 0024994 -0.57 0.566 -.0063332 0034643 hhiic | -.0237143 0698012 -0.34 0.734 -.1605221 1130935 gdp | -.154148 110603 -1.39 0.163 -.3709258 0626298 inflation | -.0015621 0179482 -0.09 0.931 -.0367398 0336157 interest | 000423 0003715 1.14 0.255 -.0003051 0011511 banktype | 0000958 0017897 0.05 0.957 -.003412 0036036 _cons | 1894873 1089365 1.74 0.082 -.0240243 402999 -+ -sigma_u | 00186392 sigma_e | 00398603 rho | 17942775 (fraction of variance due to u_i) Kết kiểm định Hausman để lựa chọn mô hình nghiên cứu phù hợp hai mơ hình Fixed Effects Random Effects Coefficients -| (b) (B) (b-B) sqrt(diag(V_b-V_B)) | FE RE Difference S.E -+ -loanta | 0066133 0031381 0034752 0029255 nplgl | 0019448 -.0219487 0238935 0062762 llpnl | -.4009574 -.3600047 -.0409527 0189055 eqta | 0322967 0424386 -.0101419 0055575 deptl | -.0011943 0009782 -.0021725 0015922 depgr | -.001665 -.001654 -.000011 000185 cir | -.0436109 -.0420842 -.0015267 0012362 size | 0007349 0004118 0003231 000742 hhird | 0012135 -.0014344 002648 0013427 hhiic | -.0155556 -.0237143 0081587 gdp | -.1820605 -.154148 -.0279126 inflation | 0022272 -.0015621 0037893 0025965 interest | 0003685 000423 -.0000545 -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(13) = (b-B)'[(V_b-V_B)^(-1)](b-B) = 25.19 Prob>chi2 = 0.0218 (V_b-V_B is not positive definite) Kết kiểm định tượng tự tương quan mơ hình Fixed Effects Wooldridge test for autocorrelation in panel data H0: no first-order autocorrelation F( 1, 33) = 15.852 Prob > F = 0.0004 Kết kiểm định tượng phương sai thay đổi mơ hình Fixed Effects Modified Wald test for groupwise heteroskedasticity in fixed effect regression model H0: sigma(i)^2 = sigma^2 for all i chi2 (38) = Prob>chi2 = 5524.17 0.0000 Kết hồi qui biến phụ thuộc ROA theo mơ hình S-GMM Favoring space over speed To switch, type or click on mata: mata set matafavor speed, perm Warning: Number of instruments may be large relative to number of observations Warning: Two-step estimated covariance matrix of moments is singular Using a generalized inverse to calculate optimal weighting matrix for two-step estimation Difference-in-Sargan/Hansen statistics may be negative Dynamic panel-data estimation, two-step system GMM -Group variable: id Number of obs = 190 Time variable : year Number of groups = 38 Number of instruments = 176 Obs per group: = F(16, 37) = 61.11 avg = 5.00 Prob > F = 0.000 max = -| Corrected roa | Coef Std Err t P>|t| [95% Conf Interval] -+ -roa | D1 | 1758416 0906546 1.94 0.060 -.0078422 3595253 | loanta | 0005325 0067859 0.08 0.938 -.0132172 0142821 nplgl | -.0337254 0388051 -0.87 0.390 -.1123519 0449011 llpnl | -.2353859 0736135 -3.20 0.003 -.3845411 -.0862308 eqta | 0492646 0114643 4.30 0.000 0260357 0724936 deptl | -.000482 0055438 -0.09 0.931 -.0117148 0107508 depgr | -.0010102 0008402 -1.20 0.237 -.0027126 0006922 cir | -.0360627 006362 -5.67 0.000 -.0489532 -.0231721 size | 0003937 0014622 0.27 0.789 -.0025691 0033565 hhird | -.0018131 0068884 -0.26 0.794 -.0157703 0121441 hhiic | 0109065 0904388 0.12 0.905 -.17234 194153 gdp | -.1538061 0870469 -1.77 0.085 -.3301798 0225676 inflation | 0055329 012694 0.44 0.665 -.0201877 0312534 interest | 0003275 0003071 1.07 0.293 -.0002948 0009499 banktype | 0034409 0049992 0.69 0.496 -.0066885 0135703 year | 0000882 0000432 2.04 0.048 6.23e-07 0001757 _cons | (omitted) -Instruments for first differences equation Standard D.(hhiic gdp inflation interest year) GMM-type (missing=0, separate instruments for each period unless collapsed) L(1/6).(loanta nplgl llpnl eqta deptl depgr cir size hhird banktype) Instruments for levels equation Standard hhiic gdp inflation interest year _cons GMM-type (missing=0, separate instruments for each period unless collapsed) D.(loanta nplgl llpnl eqta deptl depgr cir size hhird banktype) -Arellano-Bond test for AR(1) in first differences: z = -1.01 Pr > z = 0.311 Arellano-Bond test for AR(2) in first differences: z = -0.96 Pr > z = 0.338 -Sargan test of overid restrictions: chi2(159) = 376.98 Prob > chi2 = 0.000 (Not robust, but not weakened by many instruments.) Hansen test of overid restrictions: chi2(159) = 28.08 Prob > chi2 = 1.000 (Robust, but weakened by many instruments.) Difference-in-Hansen tests of exogeneity of instrument subsets: GMM instruments for levels Hansen test excluding group: chi2(114) = 33.46 Prob > Difference (null H = exogenous): chi2(45) = -5.38 Prob > iv(hhiic gdp inflation interest year) Hansen test excluding group: chi2(155) = 34.64 Prob > Difference (null H = exogenous): chi2(4) = -6.57 Prob > chi2 = chi2 = 1.000 1.000 chi2 = chi2 = 1.000 1.000 Kết hồi qui biến phụ thuộc ROE theo mơ hình S-GMM Favoring space over speed To switch, type or click on mata: mata set matafavor speed, perm Warning: Number of instruments may be large relative to number of observations Warning: Two-step estimated covariance matrix of moments is singular Using a generalized inverse to calculate optimal weighting matrix for two-step estimation Difference-in-Sargan/Hansen statistics may be negative Dynamic panel-data estimation, two-step system GMM -Group variable: id Number of obs = 190 Time variable : year Number of groups = 38 Number of instruments = 176 Obs per group: = F(16, 37) = 42.37 avg = 5.00 Prob > F = 0.000 max = -| Corrected roe | Coef Std Err t P>|t| [95% Conf Interval] -+ -roe | D1 | 2802668 0887344 3.16 0.003 1004739 4600597 | loanta | -.007872 0415451 -0.19 0.851 -.0920505 0763064 nplgl | -.0800686 2981026 -0.27 0.790 -.6840819 5239446 llpnl | -2.778732 1.174301 -2.37 0.023 -5.158091 -.3993721 eqta | -.0153201 1076836 -0.14 0.888 -.2335078 2028677 deptl | -.0032411 037516 -0.09 0.932 -.0792557 0727735 depgr | -.0128449 0035884 -3.58 0.001 -.0201157 -.005574 cir | -.2186716 0362146 -6.04 0.000 -.2920493 -.1452939 size | 0206456 0149477 1.38 0.176 -.0096414 0509326 hhird | 0087691 0477045 0.18 0.855 -.0878895 1054277 hhiic | -.5224447 8589719 -0.61 0.547 -2.262887 1.217998 gdp | 3818761 7605122 0.50 0.619 -1.159068 1.92282 inflation | -.1858902 1315287 -1.41 0.166 -.4523927 0806124 interest | 0070857 0031472 2.25 0.030 0007088 0134625 banktype | 0887575 0686163 1.29 0.204 -.0502723 2277873 year | -.0092068 004708 -1.96 0.058 -.0187461 0003326 _cons | 18.31666 8.989273 2.04 0.049 1026652 36.53066 -Instruments for first differences equation Standard D.(hhiic gdp inflation interest year) GMM-type (missing=0, separate instruments for each period unless collapsed) L(1/6).(loanta nplgl llpnl eqta deptl depgr cir size hhird banktype) Instruments for levels equation Standard hhiic gdp inflation interest year _cons GMM-type (missing=0, separate instruments for each period unless collapsed) D.(loanta nplgl llpnl eqta deptl depgr cir size hhird banktype) -Arellano-Bond test for AR(1) in first differences: z = -0.20 Pr > z = 0.845 Arellano-Bond test for AR(2) in first differences: z = -2.03 Pr > z = 0.442 -Sargan test of overid restrictions: chi2(159) = 593.84 Prob > chi2 = 0.000 (Not robust, but not weakened by many instruments.) Hansen test of overid restrictions: chi2(159) = 19.07 Prob > chi2 = 1.000 (Robust, but weakened by many instruments.) Difference-in-Hansen tests of exogeneity of instrument subsets: GMM instruments for levels Hansen test excluding group: chi2(114) = 18.68 Prob > Difference (null H = exogenous): chi2(45) = 0.39 Prob > iv(hhiic gdp inflation interest year) Hansen test excluding group: chi2(155) = 20.38 Prob > Difference (null H = exogenous): chi2(4) = -1.31 Prob > chi2 = chi2 = 1.000 1.000 chi2 = chi2 = 1.000 1.000 PHỤ LỤC 14 Tỷ lệ thu nhập lãi cận biên (gọi tắt NIM) Hệ số NIM đo lường mức chênh lệch thu nhập từ lãi chi phí trả lãi mà ngân hàng đạt thơng qua việc kiểm sốt chặt chẽ tài sản có sinh lời theo đuổi nguồn vốn có chi phí thấp Hệ số NIM tính cơng thức: NIM (%) = ổ ậ ã ả ó í ả ã Hệ số NIM phản ánh khả tạo lãi rịng tài sản có sinh lời thông qua hoạt động kinh doanh nhà quản trị ngân hàng đặc biệt quan tâm qua thơng qua số họ dự báo trước khả sinh lợi ngân hàng NIM cao ngân hàng nhiều lãi rịng Tuy nhiên, NIM đề cập thu nhập từ lãi chi phí trả lãi mà bỏ qua chi phí dự phịng rủi ro tín dụng Do đó, số NIM lớn chưa thể phản ánh xác tỷ suất sinh lợi thực mà ngân hàng đạt (Trương Quang Thông, 2012) Nghiên cứu thực nghiệm Angbazo (1997) sử dụng hệ số NIM để đo lường khả sinh lợi ngân hàng Mỹ phát có tác động nhân tố rủi ro tín dụng, rủi ro lãi suất, rủi ro khoản, địn bẩy tài chính, khoản tốn lãi suất chìm, chi phí hội khoản dự trữ phi lãi hiệu quản lý đến khả sinh lợi Ngoài ra, Dietrich Wanzenried (2011) sử dụng hệ số NIM để đo lường khả sinh lợi phát ảnh hưởng nhân tố tỷ lệ an toàn vốn, hiệu hoạt động, chất lượng tín dụng, tỷ lệ tăng trưởng tiền gửi hàng năm, tỷ lệ khác biệt tốc độ tăng trưởng tín dụng ngân hàng so với thị trường, mức độ đa dạng hóa thu nhập, chi phí tài trợ (chi phí lãi vay tổng tiền gửi bình quân), thuế suất, tốc độ tăng trưởng GDP thực hàng năm, cấu kỳ hạn lãi suất mức độ tập trung công nghiệp đến khả sinh lợi Những yếu tố tác động đến khả sinh lợi ngân hàng 2.1 Nhóm yếu tố đặc trưng ngân hàng (1) Yếu tố tài Khả huy động vốn tiền gửi, vay cho vay thị trường tài chính, nguồn vốn chủ sở hữu, khả khoản, khả sinh lợi, qui mơ tài chính, cấu tài sản có sinh lời,… thể ưu cạnh tranh ngân hàng thị trường ngành ảnh hưởng đáng kể đến khả sinh lợi ngân hàng (2) Yếu tố nguồn nhân lực Một yếu tố đặc trưng, phản ánh lợi khác biệt ngân hàng yếu tố nguồn nhân lực Một ngân hàng xem hoạt động hiệu thiếu nhà quản trị có tầm nhìn chiến lược, dài hạn khả thi lực quản lý, điều hành ngân hàng động sáng tạo Ngoài ra, đội ngũ nhân viên trình độ chun mơn sâu, khả giao tiếp tốt với tinh thần trách nhiệm cao, sách đãi ngộ nhân tài tương xứng,… tạo ưu bật đánh giá khách hàng đội ngũ nhân viên ngân hàng (3) Yếu tố tiếp thị, truyền thông Sự phát triển mạnh mẽ ngành ngân hàng gắn liền với cạnh tranh gay gắt ngân hàng nước quốc tế đòi hỏi ngân hàng tăng cường hoạt động nghiên cứu thị trường khách hàng, không ngừng cải tiến chất lượng kèm đa dạng hóa sản phẩm dịch vụ ngân hàng, đẩy mạnh hoạt động quảng bá, tiếp thị phương tiện truyền thông đại chúng nhằm nâng cao vị cạnh tranh tạo khác biệt ngân hàng thị trường (4) Yếu tố sở vật chất, trang thiết bị hoạt động Đây yếu tố tiền đề, góp phần quan trọng định việc khách hàng lựa chọn hợp tác sử dụng sản phẩm, dịch vụ ngân hàng Các ngân hàng có trụ sở chi nhánh, phịng giao dịch vị trí thuận lợi, trang thiết bị công nghệ đại phục vụ khách hàng nhanh chóng tiện lợi thường chiếm ưu môi trường cạnh tranh ngành ngân hàng (5) Yếu tố văn hóa ngân hàng Một ngân hàng hoạt động minh bạch, môi trường làm việc công bằng, dân chủ, văn minh, đóng góp thành viên thừa nhận đãi ngộ tương xứng nguồn động viên to lớn nhân viên ngân hàng thu hút nhân tài tựu Đồng thời, yếu tố văn hóa ngân hàng cịn góp phần khơng nhỏ tạo dựng niềm tin với khách hàng đối tác 2.2 Nhóm yếu tố kinh tế vĩ mơ (1) Yếu tố kinh tế Bao gồm yếu tố chu kỳ kinh tế, tỷ lệ lạm phát, lãi suất, cán cân thương mại quốc tế, tốc độ tăng trưởng GDP, triển vọng phát triển ngành nghề sử dụng vốn vay ngân hàng… (2) Yếu tố trị, pháp luật sách Nhà nước Các ngân hàng giới hoạt động, chịu chi phối kiểm soát chặt chẽ hệ thống pháp luật sách đặc thù ngành ngân hàng Luật tổ chức tín dụng thời kỳ qui định, hướng dẫn cụ thể rõ ràng hoạt động kinh doanh ngân hàng như: lãi suất trần huy động cho vay, qui mô vốn chủ sở hữu, tỷ lệ dự trữ bắt buộc, bảo hiểm tiền gửi, tỷ lệ trích lập dự phịng rủi ro tín dụng, sách cạnh tranh, qui trình tái cấu, sát nhập, phá sản ngân hàng,… Bên cạnh đó, sách tài chính, tiền tệ, tỷ giá, thuế,… tác động trực gián tiếp vào hoạt động ngân hàng (3) Yếu tố văn hóa xã hội Đây yếu tố truyền thống, góp phần giúp ngân hàng định chiến lược kinh doanh phù hợp mang tính lâu dài như: thói quen sử dụng dịch vụ ngân hàng; văn hóa tiêu dùng; văn hóa ứng xử giao tiếp; thói quen tiết kiệm, đầu tư; tín ngưỡng tơn giáo, sắc tộc; xu hướng lao động,… (4) Yếu tố công nghệ Việc công nghệ thông tin phát triển bùng nổ kèm ứng dụng thiết thực hữu ích có ảnh hưởng sâu rộng đến toàn đời sống xã hội loài người thúc đẩy cạnh tranh mạnh mẽ toàn ngành ngân hàng tất lĩnh vực kinh tế - xã hội khác (5) Yếu tố tự nhiên Vấn đề khan nguồn tài nguyên thiên nhiên lượng, ô nhiễm môi trường, điều kiện tự nhiên khác biệt vùng, miền có ảnh hưởng lớn đến định cho vay ngân hàng (6) Yếu tố dân số Bao gồm yếu tố qui mô dân số, tỷ lệ tăng dân số, khả dịch chuyển lao động vùng, cấu dân số theo độ tuổi, giới tính, trình độ dân trí, thu nhập, mức sống,… (7) Yếu tố quốc tế Xu hướng tồn cầu hóa kinh tế hội nhập kinh tế khu vực, tồn cầu địi hỏi ngân hàng khơng ngừng theo dõi để nắm bắt kịp thời xu hướng kinh tế diễn biến trị giới, phát thị trường tiềm năng, kế thừa trình độ khoa học công nghệ kinh nghiệm kinh doanh quốc tế (8) Yếu tố khách hàng đối tác Khách hàng yếu tố quan trọng nhất, định đến tồn phát triển lĩnh vực ngân hàng nói riêng lĩnh vực khác nói chung Khách hàng ngân hàng bao gồm khách hàng tiền gửi, tiền vay khách hàng sử dụng sản phẩm, dịch vụ ngân hàng Bên cạnh đó, đối tác công nghệ, bảo hiểm, trang thiết bị hoạt động ngân hàng góp phần vào thành công chung ngân hàng Yếu tố đối thủ cạnh tranh (9) Chính định chế tài phi tài hoạt động thị trường TCTD, cơng ty tài chính, cơng ty bảo hiểm, quỹ tương hỗ,… Đây yếu tố quan trọng buộc ngân hàng phải đề chiến lược kinh doanh phù hợp để ứng phó, tồn phát triển Mức độ cạnh tranh tùy thuộc vào số lượng qui mô định chế tài thị trường (10) Yếu tố thị trường thay Một nguyên nhân ảnh hưởng mạnh trực tiếp đến khả sinh lợi ngân hàng khả thay thị trường Khách hàng thay sử dụng sản phẩm, dịch vụ ngân hàng gửi tiết kiệm, vay nợ tín dụng sử dụng kênh đầu tư, tài trợ khác tham gia đầu tư chứng khoán, bất động sản với tỷ suất sinh lời cao hay phát hành trái phiếu, cổ phiếu thay cho tài trợ nợ ngân hàng Điều làm sụt giảm nghiêm trọng nguồn lợi nhuận kinh doanh ngân hàng Lý tác giả lựa chọn áp dụng phương pháp ước lượng S-GMM cho đề tài nghiên cứu Cho đến nay, nhiều nghiên cứu thực nghiệm giới sử dụng phương pháp ước lượng phổ biến để phân tích mơ hình hồi qui tuyến tính với liệu bảng tĩnh Một số mô hình kể đến như: - Mơ hình bình phương tối thiểu thông thường liệu đổ dồn (Pooled Ordinary Least Squares, gọi tắt mơ hình Pooled OLS) - Mơ hình ảnh hưởng cố định (Fixed Effects Model, gọi tắt mơ hình FE), hay cịn gọi mơ hình hồi qui biến giả bình phương tối thiểu hay mơ hình đồng phương sai (Least Square Dummy Variables, gọi tắt mơ hình LSDV) - Mơ hình ảnh hưởng ngẫu nhiên (Random Effects Model, gọi tắt mơ hình RE), hay cịn gọi mơ hình thành phần sai số (Error Components Model, gọi tắt mơ hình EC) Phương pháp Pooled OLS thực chất phương pháp OLS thơng thường xếp chồng quan sát lên mẫu quan sát riêng biệt mà không phân biệt theo cá nhân theo năm Phương pháp Pooled OLS có số hạn chế như: Thứ nhất, bỏ qua bình diện thời gian không xét đến biến động NHTMCP qua năm (do thay đổi trình độ cơng nghệ, kiểm sốt Chính phủ, sách thuế, tình trạng trị,…), nghĩa là, phương pháp Pooled OLS giả định hệ số độ dốc biến độc lập hoàn toàn giống hệt với 40 NHTMCP nghiên cứu Thứ hai, bỏ qua bình diện khơng gian liệu kết hợp không xem xét đến đặc tính riêng biệt (tính nhất) chủ thể (cá nhân), mà 40 NHMTCP nghiên cứu, nghĩa là, phương pháp Pooled OLS giả định tung độ góc chủ thể NHTMCP Điều không hợp lý mà ngân hàng số 40 NHTMCP nghiên cứu có đặc thù riêng hồn tồn khác (phong cách quản lý, triết lý quản lý…) bất biến theo thời gian Do vậy, mơ hình FE mơ hình RE xem xét để phân tích mơ hình hồi qui mà cân nhắc đến đặc trưng cụ thể khác ngân hàng đặc điểm riêng thời kỳ quan sát Để lựa chọn xem mơ hình FE hay mơ hình RE áp dụng mơ hình phù hợp với đề tài nghiên cứu, tác giả dùng kiểm định Hausman Test (Hausman, 1978) để kiểm tra có khác mơ hình FE RE hay khơng với giả thuyết Ho khơng có khác biệt chủ thể (phần dư biến giải thích khơng có tương quan với nhau) Kết kiểm tra cho thấy số Prob>chi2 = 0.0218 nhỏ mức ý nghĩa 5% (hay 0.05), điều cho thấy giả thuyết Ho bị bác bỏ Điều ám mơ hình RE bị chệch hệ số khơng vững chắc, ngược lại mơ hình FE trì tính khơng chệch hệ số vững Như vậy, kết kiểm định Hausman Test ủng hộ áp dụng mơ hình FE Nghĩa là, chủ thể NHTMCP có khác hành vi (phần dư biến giải thích có tương quan với nhau) Kết kiểm định chi tiết tác trình bày Phụ lục 14 Bản chất phương pháp FE sử dụng biến giả đóng vai trò nhân tố cố định (nhân tố chủ thể, nhân tố thời gian hai nhân tố) Khi chạy mơ hình hồi qui áp dụng FE, tác giả dùng kiểm định Wooldridge để kiểm tra tượng tự tương quan lệnh xttest3 kiểm định Wald hiệu chỉnh để kiểm tra tượng phương sai thay đổi lệnh xtserial phát mơ hình bị tượng tự tương quan số Prob>chi2 = 0.0004 nhỏ mức ý nghĩa 5% (hay 0.05) nên bác bỏ giả thuyết Ho phương sai đồng đều, tượng phương sai thay đổi số Prob > F = 0.0000 nhỏ mức ý nghĩa 5% (hay 0.05) nên bác bỏ giả thuyết Ho khơng có tượng tự tương quan (Kết kiểm định chi tiết tác giả trình bày Phụ lục 13) Kết kiểm định cho thấy mơ hình nghiên cứu với liệu bảng động tuyến tính vi phạm tính chất tự tương quan phương sai thay đổi Bên cạnh đó, vấn đề mơ hình nghiên cứu cần phải giải vấn đề nội sinh biến độc lập (cịn gọi biến giải thích) Ví dụ, dễ dàng nhận thấy ngân hàng nhiều lãi rịng có nhiều nguồn lực để tăng vốn chủ sở hữu, tăng lượng khách hàng thơng qua hoạt động quảng cáo thành cơng tạo nhiều lãi ròng Mối quan hệ nhân bị đảo ngược trở lại, nghĩa lãi rịng cao dẫn đến tình trạng th nhiều nhân cơng gây hiệu (Garcia-Herrero cộng sự, 2009) Ngoài ra, số đặc điểm ngân hàng ảnh hưởng đến khả sinh lợi khó đo lường xác định phương trình, từ ảnh hưởng đến kết nghiên cứu Như vậy, phương pháp ước lượng tuyến tính cổ điển mơ hình liệu bảng mơ hình FE hay mơ hình RE không cho kết ước lượng hiệu đáng tin cậy Trên sở đó, cần thiết phải chuyển sang phương pháp khác như: Phương pháp ước lượng bình phương tối thiểu hai giai đoạn (Two Stage Least Squares, gọi tắt mô hình TSLS hay 2SLS), hay cịn gọi phương pháp ước lượng biến công cụ (Instrumental Variables, gọi tắt mơ hình Ivs); hoặc, phương pháp ước lượng mơmen tổng quát (the Generalized Method of Moments, gọi tắt phương pháp GMM),… để giải vấn đề bận tâm nêu Các phương pháp ước lượng việc khắc phục tượng tự tương quan phương sai sai số thay đổi để đạt tính hiệu cho mơ hình nghiên cứu, cịn khắc phục tượng nội sinh có ảnh hưởng đến tính vững mơ hình nghiên cứu Bản chất phương pháp ước lượng sử dụng hay nhiều biến công cụ hiệu quả1 làm đại diện cho biến bị nội sinh tham gia vào mô hình hồi qui Tuy nhiên, phương pháp ước lượng 2SLS có hạn chế định cần phải xác định biến cơng cụ đại diện tốt cho biến bị nội sinh Nghĩa là, biến độc lập mơ hình hồi qui bị nội sinh cần phải thay hay nhiều biến công cụ thỏa điều kiện biến công cụ hiệu Vấn đề nhận diện, xác định đầy đủ xác biến cơng cụ hiệu khơng phải dễ dàng có số khó khăn định Do đó, tác giả định sử dụng phương pháp ước lượng GMM nhằm kiểm định nhận diện nhân tố thông qua giá trị, độ tin cậy, kiểm định mơ hình nghiên cứu xác định mức độ tác động nhân tố đến khả sinh lợi NHTMCP Việt Nam, ưu điểm phương pháp GMM dễ dàng chọn biến công cụ qua việc sử dụng biến ngoại sinh khoảng thời gian khác lấy độ trễ biến sử dụng biến công cụ cho biến bị nội sinh thời điểm tại, GMM đưa nhiều biến cơng cụ để dễ dàng đạt điều kiện biến công cụ hiệu quả; đồng thời, phương pháp phù hợp với mơ hình liệu bảng có chuỗi thời gian ngắn số lượng doanh nghiệp nhiều Một cách Biến công cụ hiệu biến công cụ thỏa điều kiện có tương quan chặt giải thích rõ biến bị nội sinh, đồng thời không tương quan với phần sai số mơ hình hồi qui (Baum cộng sự, 2003) tổng quan, GMM phương pháp tổng quát nhiều phương pháp ước lượng phổ biến phương pháp ước lượng bình phương tối thiểu thơng thường (phương pháp OLS), phương pháp ước lượng bình phương tối thiểu tổng quát (Generalized Least Square, gọi tắt phương pháp GLS), phương pháp ước lượng hợp lý cực đại (Maximum Likelihood Estimates, gọi tắt phương pháp MLE),… Trong trường hợp mơ hình vi phạm nội sinh phương pháp GMM cho hệ số ước lượng vững, không chệch, phân phối chuẩn hiệu Bản chất phương pháp GMM hồi qui OLS lần, tác động đến sai số (ε), làm ε mômen nhỏ tốt (tiến dần 0), nghĩa kỳ vọng ε ε không tương quan với biến độc lập, từ làm tối thiểu hóa tác động đến biến phụ thuộc mơ hình Mỗi mơmen hiểu biểu thức liên hệ tham số cần ước lượng mơ hình liệu thực nghiệm ... 2014 Các nội dung nghiên cứu - Khả sinh lợi nhân tố tác động đến khả sinh lợi ngân hàng - Phân tích thực trạng khả sinh lợi NHTMCP Việt Nam - Phân tích tác động nhân tố đến khả sinh lợi NHTMCP Việt. .. thông số tham khảo việc đánh giá khả sinh lợi hoạt động kinh doanh ngân hàng 2.3 Các nhân tố tác động đến khả sinh lợi ngân hàng Khả sinh lợi ngân hàng chịu tác động nhiều nhân tố, nhiên nghiên... độ tác động nhân tố đến khả sinh lợi NHTMCP Việt Nam Kết nghiên cứu - Bằng hai phương pháp phân tích định tính phân tích định lượng, đánh giá tác động nhân tố đến khả sinh lợi NHTMCP Việt Nam