Giải pháp nâng cao hiệu quả hoạt động của hệ thống ngân hàng thương mại trên địa bàn TPHCM

1 BỘ GIÁO DỤC VÀ ĐÀO TẠO TRƯỜNG ĐẠI HỌC KINH TẾ TP HỒ CHÍ MINH NGUYỄN VIỆT TRUNG GIẢI PHÁP NÂNG CAO HIỆU QUẢ HOẠT ĐỘNG CỦA HỆ THỐNG NGÂN HÀNG THƯƠNG MẠI TRÊN ĐỊA BÀN THÀNH PHỐ HỒ CHÍ MINH Chuyên ngành: Kinh tế - Tài – Ngân hàng Mã số: 60.31.12 LUẬN VĂN THẠC SĨ KINH TẾ NGƯỜI HƯỚNG DẪN KHOA HỌC: PGS TS TRẦN HOÀNG NGÂN TP HỒ CHÍ MINH - NĂM 2011 LỜI CẢM ƠN Em xin chân thành cảm ơn Quý Thầy cô Trường Đại học Kinh tế TP.HCM tận tình giảng dạy truyền đạt kiến thức thức bổ ích cho em suốt chương trình đào tạo Cao học, giúp em có thêm kiến thức phục vụ tốt cho cơng tác Em xin chân thành cảm ơn PGS TS Trần Hồng Ngân tận tình hướng dẫn giúp đỡ em hoàn thành đề tài tốt nghiệp Để có số liệu, tư liệu thực đề tài em xin chân thành cảm ơn Ban Lãnh đạo VPĐD NHNN TP.HCM, Phòng Nghiên cứu – Tổng hợp VPĐD NHNN TP.HCM, Ban Lãnh đạo NHNN Chi nhánh TP.HCM, Phòng Nghiên cứu – Tổng hợp NHNN Chi nhánh TP.HCM, bạn bè đồng nghiệp giúp đỡ tạo điều kiện cho em tiếp cận khai thác thông tin liên quan phục vụ cho việc nghiên cứu đề tài LỜI CAM ĐOAN Tôi xin cam đoan luận văn cơng trình nghiên cứu riêng tơi, chưa cơng bố nơi Mọi số liệu sử dụng luận văn thông tin xác thực Tôi xin chịu trách nhiệm lời cam đoan Tp Hồ Chí Minh, ngày tháng năm 2011 Tác giả luận văn Nguyễn Việt Trung NHTW NHNN BHTG CIC NHTM TCTD NHTMNN NHTMCP NHLD NHNNg VCB BIDV Vietinbank Agribank ACB STB EIB TCB TCKT & CN TKDC GTCG VND Giấy tờ có giá Việt Nam đồng USD Đô la Mỹ ATM Automatic teller machine (Máy rút tiền tự động) POS Point of sale (Điểm chấp nhận thẻ) TTKDTM Thanh tốn khơng dùng tiền mặt TPTTT (M2) Tổng phương tiện tốn CSTT Chính sách tiền tệ ĐTLNH Điện tử liên ngân hàng IBPS2 Hệ thống toán điện tử liên ngân hàng giai đoạn KQHĐKD Kết hoạt động kinh doanh ROA Return on total assets (tỷ số lợi nhuận ròng tài sản) ROE Return on common equity (tỷ số lợi nhuận ròng vốn chủ sở hữu) CAR Capital Adequacy Ratio (tỷ lệ an toàn vốn tối thiểu) DNNN Doanh nghiệp nhà nước DNNVV Doanh nghiệp nhỏ vừa TĐKT Tập đoàn kinh tế GDP Tổng sản phẩm quốc nội CPI Chỉ số giá tiêu dùng TP.HCM Thành phố Hồ Chí Minh WTO Tổ chức thương mại giới XNK CNTT Xuất nhập Công nghệ thông tin Bảng 2.1: Bảng 2.2 : Bảng 2.3: Bảng 2.4: Bảng 2.5: Bảng 2.6: Bảng 2.7: Bảng 2.8: Bảng: 2.9: Bảng 2.10: Bảng 2.11: Bảng 2.12: Bảng 2.13: Bảng 2.14: Bảng 2.15: Bảng 2.16: Bảng 2.17: Bảng 3.1: Bảng 3.2: Đồ thị 2.1: Một số tiêu phát triển dịch vụ ngân hàng Tỷ trọng vốn huy động địa bàn TP.HCM qua năm 2006-2010 NHTM địa bàn TP.HCM so với nước Đồ thị 2.2: Thị phần huy động vốn NHTM địa bàn TP.HCM Tỷ trọng dư nợ cho vay qua năm 2005 – 2010 NHTM địa bàn TP.HCM so với nước Thị phần cho vay khối NHTM địa bàn Tp.HCM giai Đồ thị 2.4: đoạn 2005-2010 Đồ thị 2.3: MỤC LỤC TT Nội dung Trang LỜI MỞ ĐẦU Chương I 1.1 1.1.1 1.1.2 1.1.2.1 1.1.2.2 1.1.2.3 1.1.3 1.2 1.2.1 1.2.1.1 1.2.1.2 1.2.2 1.2.2.1 1.2.2.2 1.2.2.3 1.2.3 niệm nghiên cứu xem xét để cung cấp chứng giá trị phân biệt (discriminant validity) giá trị hội tụ (convergent validity) thang đo Giá trị phân biệt mô tả mức độ mà thang đo (biến quan sát) không giống với thang đo (biến quan sát) khác mà mặt lý thuyết chúng không nên giống Giá trị phân biệt đánh giá cách xem xét ma trận tương quan biến độc lập phụ thuộc chọn biến mà hệ số tương quan chúng thấp Một hệ số tương quan tuyệt đối lớn (0,85) tượng đa cộng tuyến, nghĩa khái niệm nghiên cứu trùng lắp với chúng đo lường thứ (John Benet-Martinez, 2000) Vì hệ số tương quan khái niệm 142 nghiên cứu đề tài nên nhỏ 0,85 để đạt yêu cầu giá trị phân biệt Mức độ thích hợp tương quan nội biến quan sát khái niệm nghiên cứu thể hệ số Kaiser-Myer- Olkin (KMO) đo lường thích hợp mẫu mức ý nghĩa đáng kể kiểm định Barlett’s Sự rút trích nhân tố đại diện biến quan sát thực phân tích nhân tố với phép quay Varimax Các thành phần với giá trị Eigen lớn tổng phương sai trích lớn 0,50 xem nhân tố đại diện biến Thứ hai, thang đo khoảng đại diện cho khái niệm nghiên cứu dự án nghiên cứu đánh giá phương pháp truyền thống (nghĩa sử dụng trị trung bình độ lệch chuẩn thống kê mô tả)7 Kết phân tích nhân tố KMO and Bartlett's Test Kaiser-Meyer-Olkin Measure of Sampling Adequacy Bartlett's Test of Sphericity Total Variance Explained Rotation Sums of Squared Compone nt 10 11 Hoàng Thị Phương Thảo - Hoàng Trọng - Chu Nguyễn Mộng Ngọc 2009, “Giá trị thương hiệu thị trường dịch vụ”, Đề tài nghiên cứu khoa học cấp Bộ, mã số B2007-09-35, Trường Đại học kinh tế TP.HCM 143 12 13 14 15 16 17 18 19 20 21 22 23 24 25 26 27 28 29 30 31 32 33 34 35 36 37 38 39 40 41 42 43 44 45 46 47 144 Extraction Method: Principal Component Analysis Rotated Component Matrix a Component F26 F27 A1 F28 A2 A3 A4 B5 B6 B7 C8 C9 C10 C11 C12 C13 C14 C15 C16 C17 C18 D19 D20 D21 E22 E23 E24 F25 F29 F30 F31 F32 .340 449 430 444 519 302 280 385 310 352 427 616 434 603 344 451 344 373 278 348 6 297 444 316 404 441 578 437 526 312 310 235 442 461 346 319 826 399 773 336 725 860 384 5 865 323 836 239 872 281 846 274 864 330 874 306 875 336 6 G33 G34 G35 G36 H37 H38 K39 K40 K41 K42 L43 L44 I45 I46 I47 Extraction Method: Principal Component Analysis Rotation Method: Varimax with Kaiser Normalization a Rotation converged in iterations Hệ số KMO (Kaiser-Meyer-Olkin Measure of Sampling Adequacy) số dùng để đo lường thích hợp phân tích nhân tố, trị số KMO lớn (giữa 0,5 1) có ý nghĩa áp dụng phương pháp phân tích nhân tố khám phá thích hợp với liệu có, cịn trị số nhỏ 0,5 phân tích nhân tố có khả khơng thích hợp với liệu Kết phân tích ta nhận thấy hệ số KMO= 0,961 lớn 0,5 phân tích nhân tố thực đươc Phương pháp dựa vào Eigenvalue: có nhân tố có eigenvalue lớn giữ lại mơ hình phân tích (đại lượng eigenvalue đại diện cho lượng biến thiên giải thích nhân tố), nhân tố có eigenvalue nhỏ khơng có thơng tin tốt biến gốc sau chuẩn hóa biến gốc có phương sai Trong bảng ta thấy với tiêu chuẩn eigenvalue lớn (mặc định SPSS), phần Total (trong mục Extraction Sums of Squared Loadings) = 1.515 (lớn 1) tổng phương sai trích (Cumulative) = 93, 263%, có nghĩa nhân tố giải thích 93, 263% biến thiên liệu, nghĩa ta phân tích nhân tố nhân tố chọn giải thích 93, 263% liệu Giá trị hội tụ khái niệm cho biết biến quan sát phải tập trung đo lường 146 biến độc lập, hệ số phải lớn 0,5; giá trị phân biệt khái niệm cho biết 01 biến quan sát đo lường từ 02 nhân tố trở lên, giá trị lớn 0,3 biến sử dụng Qua bảng kết cho thấy giá trị hội tụ giá trị phân biệt (ma trận hệ số Rotated Component Matrixa với phép quay Varimax) biến A1, A2, B5, B6, C8, C9, C12, C13, C14, C15, C16, D19, D20, E22, E23, E24, L43, L44, F25, F26, F27, F28, F29, F30, F31, F32 lớn 0,5 0,3 nên ta sử dụng biến để đưa vào mơ hình phân tích hồi quy 3.4 Xây dựng mơ hình phân tích hồi quy Sau phân tích nhân tố loại biến không phù hợp ta xây dựng mơ hình với 03 biến độc lập, đặt tên biến giải thích ý nghĩa biến là: - Biến độc lập YTKQKTL: yếu tố khách quan không thuận lợi môi trường cạnh tranh, QLNN điều hành CSTT NHNN, phối hợp không đồng CSTT CSTK; - Biến độc lập YKCNTT: yếu hạ tầng CNTT quốc gia mức độ ứng dụng CNTT vào hoạt động NHTM thấp; - Biến độc lập CLDVT: chất lượng dịch vụ ngân hàng thấp; Đây nhân tố không thuận lợi hoạt động ngân hàng làm ảnh hưởng tới hiệu hoạt động ngân hàng, thành phần biến sau: - Biến độc lập YTKQKTL: A1, A2, B5, B6, C8, C9, C12, C13, C14, C15, C16, D19, D20 - Biến độc lập YKCNTT: E22, E23, E24, L43, L44 - Biến độc lập CLDVT: F25, F26, F27, F28, F29, F30, F31, F32 Ta đặt tên biến phụ thuộc KHQ (hiệu hoạt động thấp hay không hiệu quả), biến phụ thuộc KHQ bao gồm biến quan sát J48PT, J49PT, J50PT, J51PT xem xét xây dựng mơ hình hàm hồi quy với 03 biến độc lập: YTKQKTL, YKCNTT, CLDVT Hàm hồi quy có dạng KHQ=f (YTKQKTL, YKCNTT, CLDVT) Đặt giả thiết nghiên cứu biến độc lập có tác động chiều với biến phụ thuộc, nghĩa là: - H1: có mối quan hệ thuận chiều chiều biến YTKQKTL với KHQ - H2: có mối quan hệ thuận chiều chiều biến YKCNTT với KHQ - H3: có mối quan hệ thuận chiều chiều biến CLDVT với KHQ 147 Nghĩa yếu tố khách quan có tác động không thuận lợi; yếu hạ tầng CNTT quốc gia mức độ ứng dụng CNTT vào hoạt động NHTM thấp; chất lượng dịch vụ ngân hàng thấp tăng lên có tác động làm cho mức độ hoạt động không hiệu NHTM tăng lên (hiệu hoạt động giảm xuống) + Kiểm định mối tương quan biến: YTKQKTL CLDVT YKCNTT KHQ ** Correlation is significant at the 0.01 level (2-tailed) Nhận xét: ta thấy biến độc lập mơ hình nghiên cứu có hệ số tương quan Pearson Correlation biến độc lập từ 0,738 đến 0,841 nên không xảy tượng đa cộng tuyến tất biến có sig < 1% nên có mối tương quan chặt chẽ với hàm hồi quy thực + Kiểm định thang đo mơ hình hồi quy Case Processing Summary Cases a Listwise deletion based on all variables in the procedure Item-Total Statistics YTKQKTL CLDVT YKCNTT KHQ Qua kết kiểm định thang đo biến ta nhận thấy biến có hệ số Cronbach's Alpha = 0,945 lớn 0,6 hệ số Corrected Item-Total Correlation thấp 0,782 (hệ số tương quan biến tổng ) lớn 0,3 Như chứng tỏ thang đo lường tốt, mức độ tương quan cao ta sử dụng biến để chạy hồi quy + Kiểm định tượng đa cộng tuyến biến mơ hình hồi quy Đa cộng tuyến trạng thái biến độc lập có tương quan chặt chẽ với Nhìn vào bảng sau, ta thấy biến có giá trị sig nhỏ cho thấy mơ hình sử dụng phù hợp biến đạt tiêu chuẩn chấp nhận (Tolerance>0,0001) Thêm vào đó, tiêu chí Collinearity diagnostics (chuẩn đốn tượng đa cộng tuyến) với hệ số phóng đại phương sai VIF (Variance inflation factor) biến độc lập mơ hình nhỏ 10 thể tính đa cộng tuyến biến độc lập không đáng kể Model (Constant) YTKQKTL CLDVT YKCNTT a Dependent Variable: KHQ + Kết phân tích hồi quy: Model Summary Model R 149 986 a a Predictors: (Constant), YKCNTT, CLDVT, YTKQKTL Model (Constant) YTKQKTL CLDVT YKCNTT a Dependent Variable: KHQ Mơ hình xây dựng có hệ số sig.F = 0.000 < 1% nên mơ hình ý nghĩa thống kê; hệ số Adjusted R Square = 0.971 có nghĩa biến độc lập mơ hình giải thích 97,1% biến thiên liệu; với mức ý nghĩa Sig < 0,05 hệ số hồi quy ≠ (hệ số B) nên biến độc lập tác động có ý nghĩa đến biến phụ thuộc Từ bảng kết phân tích hồi quy trên, ta thấy mối quan hệ biến phụ thuộc 03 biến độc lập thể phương trình sau: KHQ = -0,296 + 0,846 YTKQKTL + 0,128 YKCNTT + 0,109 CLDVT + € Theo phương trình hồi quy cho thấy mức độ hoạt động khơng hiệu NHTM có quan hệ tuyến tính với nhân tố NTKQKTL (hệ số beta chuẩn hóa 0.824), YKCNTT (hệ số beta chuẩn hóa 0,122), CLDVT (hệ số beta chuẩn hóa 0,079); hệ số beta chuẩn hóa > cho thấy biến độc lập tác động thuận chiều với biến phụ thuộc Nghĩa yếu tố khách quan có tác động khơng thuận lợi tăng lên; yếu hạ tầng CNTT ứng dụng CNTT vào hoạt động thấp tăng lên; sản phẩm dịch vụ ngân hàng có chất lượng thấp tăng lên mức độ hoạt động không hiệu tăng lên (hiệu hoạt động giảm xuống) Hay nói cách khác NHTM muốn hoạt động hiệu Nhà nước phải tạo môi trường hoạt động thuận lợi cho NHTM, NHTM phải tích cực nâng cao chất lượng sản phẩm dịch vụ, đẩy mạnh việc đầu tư cho CNTT ứng dụng CNTT vào hoạt động 8Xem thêm phân tích yếu tố tác động tới tới hiệu hoạt động NHTM phần tồn hạn chế nguyên nhân tồn hạn chế (tại mục 2.4 chương II) phần giải pháp (tại mục 3.3.3 3.3.4 chương III) Đề tài ... chung ngân hàng thương mại hiệu hoạt động ngân hàng thương mại Chương Thực trạng hiệu hoạt động hệ thống Ngân hàng thương mại địa bàn TP.HCM giai đoạn 2006 - 2010 Chương Giải pháp nâng cao hiệu hoạt. .. tài: hoạt động ngân hàng thương mại hiệu hoạt động hệ thống ngân hàng thương mại - Phạm vi nghiên cứu: đề tài tập trung nghiên cứu hoạt động ngân hàng thương mại, thực trạng hiệu hoạt động hệ thống. .. hưởng đến hiệu hoạt động ngân hàng thương mại - Đánh giá thực trạng hiệu hoạt động ngân hàng thương mại, tồn hạn chế làm rõ nguyên nhân ảnh hưởng đến hiệu hoạt động ngân hàng thương mại địa bàn TP.HCM