CÁC YẾU TỐ ẢNH HƯỞNG TỚI HIỆU QUẢ KINH DOANH CỦA CÁC NGÂN HÀNG THƯƠNG MẠI NHÀ NƯỚC Ở VIỆT NAM HIỆN NAY

Tóm tắt Nâng cao hiệu quả kinh doanh của các ngân hàng thương mại (NHTM) là yêu cầu hết sức quan trọng đặt ra trong bối cảnh hội nhập kinh tế ngày càng sâu rộng, nó vừa là mục tiêu vừa là động lực của các ngân hàng; giúp các ngân hàng nâng cao năng lực cạnh tranh, mở rộng thị phần và phát triển ổn định, bền vững. Đặc biệt, trong bối cảnh đại dịch Covid19 tác động tiêu cực tới mọi mặt đời sống của người dân và tất cả các ngành nghề, các khu vực trong nền kinh tế và ngành Ngân hàng không phải là ngoại lệ. Chính vì vậy, nghiên cứu các yếu tố ảnh hưởng tới hiệu quả kinh doanh là cần thiết trong giai đoạn hiện nay. Tại nghiên cứu này, nhóm tác giả tìm kiếm các yếu tố tác động đến hiệu quả kinh doanh của các NHTM có vốn Nhà nước chi phối với bộ dữ liệu từ 2005 đến 2020. Nghiên cứu sử dụng mô hình ảnh hưởng ngẫu nhiên (REM) và mô hình ảnh hưởng cố định (FEM). Kết quả cho thấy, mô hình FEM là phù hợp nhất với nghiên cứu các yếu tố tác động tới hiệu quả kinh doanh biến phụ thuộc ROAA, mô hình REM là phù hợp nhất với nghiên cứu các yếu tố tác động tới hiệu quả kinh doanh biến phụ thuộc ROEA. Kết quả nghiên cứu thực nghiệm đã chỉ ra chiều tác động của các biến lên ROAA và ROEA là như nhau; qui mô ngân hàng (BASZ) tác động ngược chiều lên hiệu quả sinh lời trên tổng tài sản (ROAA) và hiệu quả sinh lời trên vốn chủ sở hữu (ROEA); năng suất lao động (PROD) tác động cùng chiều lên ROAA và ROEA. Kết quả cũng chỉ ra chỉ tiêu huy động vốn trên tổng vốn chủ sở hữu của ngân hàng tác động nghịch chiều đến ROEA của các NHTM có vốn Nhà nước trong thời gian qua; tỷ lệ nợ xấu tác động ngược chiều đến ROAA và ROEA. Tương tự như vậy; tỷ lệ lạm phát không tác động tới lợi nhuận ròng trên tổng tài sản, lợi nhuận ròng trên vốn chủ sở hữu của nhóm ngân hàng này trong thời gian qua.

CÁC YẾU TỐ ẢNH HƯỞNG TỚI HIỆU QUẢ KINH DOANH CỦA CÁC NGÂN HÀNG THƯƠNG MẠI NHÀ NƯỚC Ở VIỆT NAM HIỆN NAY Tóm tắt Nâng cao hiệu kinh doanh ngân hàng thương mại (NHTM) yêu cầu quan trọng đặt bối cảnh hội nhập kinh tế ngày sâu rộng, vừa mục tiêu vừa động lực ngân hàng; giúp ngân hàng nâng cao lực cạnh tranh, mở rộng thị phần phát triển ổn định, bền vững Đặc biệt, bối cảnh đại dịch Covid-19 tác động tiêu cực tới mặt đời sống người dân tất ngành nghề, khu vực kinh tế ngành Ngân hàng ngoại lệ Chính vậy, nghiên cứu yếu tố ảnh hưởng tới hiệu kinh doanh cần thiết giai đoạn Tại nghiên cứu này, nhóm tác giả tìm kiếm yếu tố tác động đến hiệu kinh doanh NHTM có vốn Nhà nước chi phối với liệu từ 2005 đến 2020 Nghiên cứu sử dụng mơ hình ảnh hưởng ngẫu nhiên (REM) mơ hình ảnh hưởng cố định (FEM) Kết cho thấy, mơ hình FEM phù hợp với nghiên cứu yếu tố tác động tới hiệu kinh doanh biến phụ thuộc ROAA, mơ hình REM phù hợp với nghiên cứu yếu tố tác động tới hiệu kinh doanh biến phụ thuộc ROEA Kết nghiên cứu thực nghiệm chiều tác động biến lên ROAA ROEA nhau; qui mô ngân hàng (BASZ) tác động ngược chiều lên hiệu sinh lời tổng tài sản (ROAA) hiệu sinh lời vốn chủ sở hữu (ROEA); suất lao động (PROD) tác động chiều lên ROAA ROEA Kết tiêu huy động vốn tổng vốn chủ sở hữu ngân hàng tác động nghịch chiều đến ROEA NHTM có vốn Nhà nước thời gian qua; tỷ lệ nợ xấu tác động ngược chiều đến ROAA ROEA Tương tự vậy; tỷ lệ lạm phát không tác động tới lợi nhuận ròng tổng tài sản, lợi nhuận ròng vốn chủ sở hữu nhóm ngân hàng thời gian qua Giới thiệu Tốc độ toàn cầu hóa hội nhập kinh tế tạo điều kiện cho quốc gia phát triển, nhiên, điều khiến cạnh tranh lĩnh vực kinh tế trở nên gay gắt ngành Tài ngân hàng khơng đứng ngồi chơi Thực tế cho thấy, đa số NHTM Việt Nam có quy mơ nhỏ, lực tài chính, lực quản lý trình độ cơng nghệ cịn hạn chế so với ngân hàng nước ngồi, vậy, áp lực cạnh tranh NHTM Việt Nam lớn Bản thân ngân hàng phải đối mặt với nhiều vấn đề chất lượng tài sản kém, nợ xấu cao, khó khăn khoản, lợi nhuận thấp Muốn tồn phát triển bối cảnh này, yêu cầu đặt NHTM phải tìm giải pháp để nâng cao hiệu kinh doanh Đây nhiệm vụ hàng đầu, vừa mục tiêu động lực ngân hàng giai đoạn Các ngân hàng thương mại có vốn Nhà nước chi phối 04 ngân hàng lớn Việt Nam (VietinBank, Vietcombank, BIDV, Agribank) có bề dày lịch sử nhiều mạnh như: mạng lưới chi nhánh rộng khắp, qui mô vốn lớn, lực quản trị nội tốt, đặc biệt sau ngân hàng (VietinBank, VCB, BIDV) thực cổ phần hóa phát huy tốt mạnh Tuy nhiên, bối cảnh cạnh tranh ngày gay gắt, ngân hàng phải đối mặt khơng khó khăn, thách thức biến động bất lợi môi trường kinh tế vĩ mô ảnh hưởng không tốt đến hoạt động ngân hàng, kết đạt năm gần so với tiềm năng, vị uy tín ngân hàng cịn khiêm tốn, hiệu kinh doanh chưa đạt mong muốn Để trở thành trụ cột lớn ngành Ngân hàng Việt Nam, khẳng định vị thế, uy tín thương hiệu thị trường tài nước thị trường tài khu vực, việc phân tích, đánh giá yếu tố ảnh hưởng đến hiệu kinh doanh để nâng cao khả cạnh tranh ngân hàng không cấp thiết ngắn hạn, mà cịn có ý nghĩa suốt q trình phát triển 2 Tổng quan nghiên cứu Nhiều nghiên cứu hiệu kinh doanh (HQKD) áp dụng mơ hình hồi qui sử dụng biến phụ thuộc ROA, ROE NIM Một số nghiên cứu sử dụng 02 biến phụ thuộc ROA, ROE với biến độc lập Điển hình Samina Riaz cộng (2013) nghiên cứu hiệu hoạt động 32 NHTM Pakistan giai đoạn 2006-2010 Biến phụ thuộc: Logarit tổng tài sản ngân hàng; Tổng dự phòng/Tổng cho vay; Tổng tiền gửi/Tổng tài sải; Lãi suất, tỷ lệ lạm phát; Tổng chi phí/Tổng thu nhập; Cho vay/Tổng tài sản; Tốc độ tăng trưởng GDP; Chỉ số giá tiêu dùng CPI Kết quả: (1) Mơ hình ROE: Tổng dự phịng/Tổng cho vay, Tổng chi phí/Tổng thu nhập, Lãi suất, Tỷ lệ lạm phát tác động ngược chiều lên ROE, Tổng cho vay/Tổng tài sản tác động thuận chiều với ROE (2) Mơ hình ROA: Lãi suất, lạm phát tác động ngược chiều lên ROA Dự phịng/Cho vay, Chi phí/Thu nhập, Tốc độ tăng trưởng GDP tác động chiều với ROA Nghiên cứu sử dụng 03 biến phụ thuộc: ROA, ROE, NIM biến phụ thuộc gồm: Logarit tổng tài sản; Tỷ lệ vốn chủ sở hữu/Tổng tài sản; Tỷ lệ dự phịng rủi ro tín dụng/Tổng cho vay; Tỷ lệ chi phí/Tổng thu nhập; Cho vay/Tổng tài sản; Tốc độ tăng trưởng GDP; Tỷ lệ lạm phát tác giả Munyambonera Ezra Francis (2004) thực 216 NHTM 42 nước Sub Saharan - Châu phi (SSA) giai đoạn 1999-2006 Kết ra: Việc tăng vốn có tác động tích cực đến HQKD Rủi ro khoản tác động nghịch chiều đến HQKD Tổng chi phí/Tổng thu nhập tác động nghịch chiều lên ROA, ROE, NIM Tốc độ tăng trưởng tác động nghịch chiều lên ROA, ROE, NIM Mối quan hệ qui mô HQKD ngân hàng Nicolae Petria cộng (2015) nghiên cứu 1098 NHTM EU27 giai đoạn 2004-2011 Kết ra: Qui mô ngân hàng không tác động đến ROE lại có tác động đến ROA Chi phí tác động nghịch chiều với ROA, ROE Rủi ro tín dụng tác động ngược chiều với HQKD ngân hàng Tỷ lệ an tồn vốn khơng tác động đến ROE Chi phí hoạt động tác động ngược chiều với ROA ROE Yếu tố cạnh tranh tác động dương đến ROA, ROE Một số nghiên cứu HQKD với tác động yếu tố: chi phí, suất lao động rủi ro tín dụng Tác giả Panayiotis Athanasoglou cộng (2005) nghiên cứu HQKD NHTM Hy Lạp giai đoạn 1982-2001 Nghiên cứu sử dụng biến độc lập gồm: Vốn/Tổng tài sản; Dự phịng rủi ro tín dụng/Cho vay; Năng suất lao động; Chi phí quản lý; Qui mơ ngân hàng; Tính chất sở hữu; Tỷ lệ lạm phát Kết ra: Năng suất lao động tác động dương đến HQKD, Rủi ro tín dụng tác động âm lên hiệu quả, Chi phí quản lý tác động âm với ROA, Qui mơ ngân hàng khơng có tác động đến ROA, Tính chất sở hữu tác động đến HQKD, Lạm phát tác động tích cực đến HQKD NHTM Hy Lạp Nghiên cứu xem xét hiệu ngân hàng qua mức độ lành mạnh hoạt động NHTM Fred H Hays cộng (2010) sử dụng mơ hình CAMELS với biến: Vốn chủ sở hữu/Tổng tài sản, Thu lãi ròng/Tổng doanh số cho vay, Lương nhân viên/Tổng tài sản trung bình, tỷ lệ khoản, tỷ lệ GAP (chỉ số đo lường nhạy cảm với thay đổi thị trường) Kết mức động tác động biến độc lập đến hai nhóm: ngân hàng có hiệu cao, ngân hàng có hiệu thấp Một số nghiên cứu tác động tỷ lệ nợ xấu (NPLs) tác động đến HQKD NHTM Klein (2013) NPLs yếu tố tác động trực tiếp đến hiệu sinh lời ngân hàng ổn định kinh tế Hay nghiên cứu Adhikari (2007) cho rằng: hậu tỷ lệ nợ xấu NPLs ngân hàng lớn thật bại ngân hàng suy thoái kinh tế Nguyên ngân khoản vay không hiệu thiếu giám sát ngân hàng, thiếu hỗ trợ bên quản lý cho vay, thiếu sở hạ tầng thiếu chiến lược thu hồi vốn hiệu Shrestha (2011) phân tích gia tăng nợ xấu mối liên hệ với lợi nhuận ngân hàng cách sử dụng số tỷ lệ mơ hình hồi quy tuyến tính kỹ thuật kinh tế lượng Kết thực nghiệm tỷ lệ nợ xấu (NPLs) SCBs (Scheduled Commercial Banks) cao chiếm 50% tổng nợ xấu ngành ngân hàng năm qua Nghiên cứu khuyến cáo nợ xấu yếu tố ảnh hưởng đến lợi nhuận ngân hàng có ảnh hưởng tiêu cực đến thu nhập lãi ròng Adebisi, J.F cộng (2015) nghiên cứu tác động khoản nợ xấu khả sinh lời NHTM Nigeria, giai đoạn 2006-2012, với việc sử dụng mơ hình hồi quy Nghiên cứu tìm thấy mối quan hệ nghịch chiều nợ xấu (NPL) lợi nhuận ròng tài sản (ROA) Một số nghiên cứu mối quan hệ số tiêu kinh tế vĩ mô GDP với tỷ lệ sinh lời ngân hàng như: Demirguc Kunt cộng (1999) Athanasoglou (2008) tăng trưởng GDP có tác động tích cực đến lợi nhuận ngân hàng, tăng lãi suất cho vay Hoặc nghiên cứu Hassan cộng (2003) tìm thấy Tốc độ tăng trưởng GDP có tác động tích cực đến lợi nhuận ngân hàng tác động tích cực đến ROA ROE Một số nghiên cứu nước nghiên cứu mối quan hệ lạm phát HQKD NHTM, như: Alexiou cộng (2009) hay Claeys (2008) Kasman cộng (2010) Các nghiên cứu mức lạm phát ảnh hưởng đến khả sinh lời ngân hàng kết kinh doanh ngân hàng phụ thuộc nhiều vào việc dự báo thay đổi tỷ lệ lạm phát Khi NHTM làm tốt cơng tác dự báo, lợi nhuận tăng ngân hàng điều chỉnh lãi suất cách hợp lý nhằm tăng doanh thu, ngược lại cơng tác khơng làm tốt ngân hàng phải đổi mặt với rủi ro lãi suất, làm tăng chi phí giảm lợi nhuận Hầu hết nghiên cứu đưa mối quan hệ lạm phát hiệu sinh lời ngân hàng xác nhận mối quan hệ tích cực lạm phát lợi nhuận Hoặc nghiên cứu Yong Tan cộng (2012) nghiên cứu mối quan hệ lạm phát HQKD, nghiên cứu điển hình 101 ngân hàng Trung Quốc giai đoạn 2003-2009 mối quan hệ tích cực lợi nhuận ngân hàng với biến phụ thuộc: hiệu chi phí, phát triển ngành ngân hàng, phát triển thị trường chứng khoán lạm phát Trung Quốc Đồng thời nghiên cứu lợi nhuận thấp giải thích chi phí hoạt động thuế cao Mehmet Sabri Topak cộng (2016) nghiên cứu ảnh ảnh hưởng yếu tố đến HQKD 12 NHTM Thổ Nhĩ Kỳ từ tháng 1/2006 đến tháng 3/2014 Các yếu tố bao gồm yếu tố vi mơ nội ngân hàng Hai mơ hình sử dụng với biến phụ thuộc ROA ROE Theo kết chung, tỷ lệ phí rịng, tổng số chi phí lãi suất cho vay tiền gửi có ảnh hưởng tích cực đến ROA ROE Tỷ lệ khác chi phí hoạt động cho tổng thu nhập quy mơ hoạt động có tác động tiêu cực đến lợi nhuận Tỷ lệ vốn chủ sở hữu khoản cho vay dài hạn có tác động tích cực đến ROA cho thấy tác động có ý nghĩa thống kê lên ROE Ngồi ra, nghiên cứu tổng thu nhập hoạt động tìm thấy có tác động tiêu cực đến ROA ROE Lãi từ tiền vay, lãi tiền gửi có tác động tích cực đến ROA ROE Phương pháp nghiên cứu 3.1 Mẫu nghiên cứu Nghiên cứu sử dụng mẫu liệu bảng cân thu thập từ báo cáo tài hàng năm NHTM có vốn Nhà nước chi phối lớn Việt Nam bao gồm: VietinBank, Vietcombank, BIDV, Agribank Đề tài nghiên cứu HQKD, yếu tố tác động đến HQKD NHTM có vốn Nhà nước 16 năm, từ năm 2005 đến 2020 3.2 Mô hình nghiên cứu Đối với mơ hình hồi quy liệu bảng, ba phương pháp sử dụng phổ biến là: (1) mơ hình ước lượng bình phương nhỏ (Pooled OLS); (2) mơ hình ảnh hưởng cố định (Fixed Effect Model FEM); (3) mơ hình ảnh hưởng ngẫu nhiên (Random Effect Model - REM) Tuy nhiên, mơ hình Pooled OLS mơ hình khơng kiểm sốt đặc điểm riêng ngân hàng nghiên cứu hai mơ hình FEM REM khắc phục nhược điểm Do đó, tác giả định lựa chọn sử dụng mơ hình ảnh hưởng cố định (Fixed Effect Model - FEM) mơ hình ảnh hưởng ngẫu nhiên (Random Effect Model - REM), sau sử dụng kiểm định Hausman để xác định lựa chọn mô hình FEM hay mơ hình REM phù hợp để nghiên cứu Nghiên cứu thực mơ hình nghiên cứu Mơ hình 1: Biến phụ thuộc ROA; biến độc lập: CAEQ, NPL, BASZ, PROD, INT Mơ hình 2: Biến phụ thuộc ROE; biến độc lập: CAEQ, NPL, BASZ, PROD, INT Mơ hình nghiên cứu yếu tố tác động đến HQKD NHTM có vốn Nhà nước sau: (Nguồn: Nhóm tác giả nghiên cứu đề xuất) Bảng 3.1: Mô tả chi tiết biến mơ hình hồi quy biến phụ thuộc ROAA, ROEA Biến Cách xác định Nguồn liệu Dấu kỳ vọng (+/-) Biến phụ thuộc ROEA Tỷ suất lợi nhuận vốn chủ sở hữu Báo cáo thường niên ROAA Tỷ suất lợi nhuận tài sản Báo cáo thường niên Biến độc lập CAEQ Tỷ lệ Vốn huy động/Vốn chủ sở hữu Bảng cân đối kế toán, Thuyết minh báo cáo tài +/- NPL Tỷ lệ Nợ xấu/Tổng dư nợ Bảng cân đối kế toán, Thuyết minh báo cáo tài - BASZ Tổng tài sản Bảng cân đối kế toán +/- PROD Năng suất lao động = Bảng cân đối kế toán, Lợi nhuận sau thuế/Số lượng nhân viên Báo cáo kết kinh doanh + Biến INF Cách xác định Tỷ lệ lạm phát Nguồn liệu Dấu kỳ vọng (+/-) Báo cáo thống kê + (Nguồn: Nhóm tác giả nghiên cứu đề xuất) Kết nghiên cứu Biến Giá trị lớn Giá trị nhỏ Giá trị trung bình Độ lệch chuẩn ROEA ROAA CAEQ NPL 0,4320 0,0319 37,2553 0,1260 978.000.000 (0,15953) (0,0039) 7,3156 0,0060 -(52.800.000) 0,159 0,009 15,2910 0,0243 0,0775 0,0053 5,3016 0.0199 203.000.000 1.57e+15 0,227 1.16e+14 0,0063 PROD BASZ INF 256.000.000 6.59e+14 0,0802 4.30e+14 0,0618 (Nguồn: BCTN 2005-2020 tính tốn tác giả từ phần mềm Stata 14) Kết cho thấy, 16 năm, NHTM có vốn Nhà nước Việt Nam, tiêu vốn huy động vốn chủ sở hữu đạt trung bình 15,2910 thấp 7,3156 cao 37,2553 Giá trị trung bình lạm phát 0,0802, cao đạt 0,227, thấp đạt 0,0063; suất lao động trung bình 256 triệu đồng Tỷ lệ nợ xấu trung bình mức 0,0243, thấp 0,0063 cao 0,1260 Bảng 4.1: Ma trận hệ số tương quan biến Biến CAEQ NPL PROD BASZ INT CAEQ NPL -0,0330 PROD -0.4589 -0,3850 BASZ 0,0454 -0,4011 0,4294 INT 0,0299 0,2659 -0,2533 -0,5741 (Nguồn: BCTN 2005-2020 tính tốn tác giả từ phần mềm Stata 14) Hệ số tương quan lớn cho thấy mối quan hệ hai biến chặt chẽ Kết biến PROD - Năng suất lao động có tương quan mạnh với BASZ - Tổng tài sản (0.4294) Bên cạnh đó, biến PROD - Năng suất lao động chặt chẽ INT - Tỷ lệ lạm phát mức (-0.2533) - Kiểm định đa cộng tuyến Kết ước lượng hệ VIF cho thấy tất hệ số VIF biến độc lập giá trị VIF bình quân nhỏ 10 Kết lần xác nhận mơ hình nghiên cứu không xảy tượng đa cộng tuyến cao cho phép tiếp tục thực ước lượng Biến CAEQ BASZ INF VIF 1,45 1.92 1.51 VIF 0,687464 0,519679 0,664022 PROD 1,92 0,527355 NPL 1,33 0,753580 Kết kiểm định cho thấy VIF nhỏ 10 nên khơng có đa cộng tuyến mơ hình - Kết kiểm định ước lượng mơ hình * Mơ hình biến phụ thuộc ROAA + Kiểm định Hausman Nghiên cứu thực chạy FEM thu được kết quả sau: Biến Hệ số CAEQ NPL PROD BASZ INT _cons -0, 000104 -.848258 3.85e-10 -1.09e-16 0, 2435945 0, 1208555 Sai số chuẩn T P>t Khoảng tin cậy 95% 0, 0020745 -0.02 0.985 -0, 0041979 0, 004117 0, 5210145 -1.63 0.109 -1.892394 1958783 8.04e-11 4.79 0.000 2.24e-10 5.46e-10 3.27e-17 -3.33 0.002 -1.74e-16 -4.32e-17 0, 1551214 1.57 0.122 -0 0672757 0, 5544648 0, 0501252 2.41 0.019 0.0204023 0, 2213088 (Nguồn: Tác giả tính tốn với hỗ trợ phần mềm Stata 14) Tiếp tục chạy mơ hình REM, kết trình bày bảng sau: Biến Hệ số CAEQ NPL PROD BASZ INT _cons 0, 0015413 -0, 5100359 2.42e-10 -5.62e-17 0, 3015063 0, 0857276 Sai số chuẩn T P>t Khoảng tin cậy 95% 0, 0018281 0,84 0,399 -0, 0020418 0, 0051244 0, 4629459 -1,10 0,271 -1,417393 0,3973215 5.45e-11 4,44 0,000 1,35e-10 3,49e-10 2.59e-17 -2,17 0,030 -1,07e-16 -5,40e-18 0,1595622 1,89 0,059 -0,0112299 0,6142424 0, 0451861 1,90 0,058 -0,0028354 0,1742907 (Nguồn: Tác giả tính tốn với hỗ trợ phần mềm Stata 14) Sau tiến hành kiểm định Hausman để chọn mơ hình phù hợp Test: Ho: difference in coefficients not systematic chi2(3) = (b-B)'[(V_b-V_B)^(-1)](b-B) = 2.69 Prob>chi2 = 0.4419 Kết cho thấy P-value kiểm định Hausman 0,4419 lớn 0,05 nên mơ hình REM lựa chọn để tiếp tục kiểm định + Kiểm định tự tương quan Wooldridge test for autocorrelation in panel data H0: no first-order autocorrelation F( 1, 3) = 65.069 Prob > F = 0,0040 Kết cho thấy P-value kiểm định 0,0040 nhỏ 0,05 nên mơ hình tồn tự tương quan + Kiểm định phương sai thay đổi Breusch and Pagan Lagrangian multiplier test for random effects Test: Var(u) = chibar2(01) = 0.00 Prob > chibar2 = 1,0000 Kết cho thấy P-value kiểm định phương sai thay đổi 1,000 lớn 0,05 cho thấy mơ hình khơng tồn phương sai thay đổi Do đó, nghiên cứu sử dụng hiệu chỉnh sai số thu mơ sau: Biến Bảng 4.2: Kết quả chạy mơ hình hồi quy biến phụ thuộc ROAA Khoảng tin cậy 95% Hệ số Sai số chuẩn T P>t CAEQ NPL PROD BASZ INT _cons 0,0003537 -.5725911 2.51e-10 -6.24e-17 2098692 1132896 002058 0.17 0.864 -0, 00368 0, 0043874 0, 5301053 -1.08 0.080 -1.611578 0, 4663962 6.43e-11 3.90 0,000 1.25e-10 3.77e-10 2.99e-17 -2.09 0.037 -1.21e-16 -3.81e-18 147062 1.43 0,054 -0, 078367 0, 4981055 0, 0506362 2.24 0,025 -0, 0140445 0, 2125348 (Nguồn: Tác giả tính tốn với hỗ trợ phần mềm Stata 14) * Mô hình biến phụ thuộc ROEA + Kiểm định Hausman Nghiên cứu thực chạy FEM thu được kết quả sau: Khoảng tin cậy 95% Biến Hệ số Sai số chuẩn T P>t CAEQ NPL PROD BASZ INT _cons -0,0002088 -0,0609466 2.52e-11 -5.61e-18 0, 0164545 0, 0096876 0, 0001011 -2.06 0.044 -0, 0004115 -6.15e-06 0, 025399 -2.40 0.020 -1, 1118473 0, 0100459 3.92e-12 6,43 0.000 1.74e-11 3.31e-11 1.59e-18 -3,52 0,001 -8.80e-18 -2.41e-18 0, 007562 2,18 0.034 0, 0012999 0, 0316092 0, 0024436 3,96 0,000 0, 0047906 0, 0145846 (Nguồn: Tác giả tính tốn với hỗ trợ phần mềm Stata 14) Sau đó, nghiên cứu thực chạy REM Biến Hệ số CAEQ NPL PROD BASZ INT _cons -0,0001547 -0, 0777753 1.80e-11 -3.78e-18 0, 0190899 0, 0096909 Sai số chuẩn T P>t Khoảng tin cậy 95% 0, 0000891 -1,74 0,0082 -0, 0003293 0, 0000199 0, 0225562 -3,45 0,001 -1 1219847 -0, 0335659 2.65e-12 6,79 0,000 1.28e-11 2.32e-11 1.26e-18 -2,29 0,003 -6.25e-18 -1.30e-18 0, 0077744 2,46 0,014 0, 0038524 0, 0343275 0,0022016 4,40 0,000 0, 0053758 0, 0140059 (Nguồn: Tác giả tính tốn với hỗ trợ phần mềm Stata 14) Sau nghiên cứu tiến hành kiểm định Hausman để chọn mơ hình phù hợp Test: Ho: difference in coefficients not systematic chi2(3) = (b-B)'[(V_b-V_B)^(-1)](b-B) = 8.61 Prob>chi2 = 0,0350 Kết P-value kiểm định Hausman 0,0350 nhỏ 0,05 nên mơ hình FEM phù hợp để tiếp tục kiểm định phân tích + Kiểm định tự tương quan Wooldridge test for autocorrelation in panel data H0: no first-order autocorrelation F( 1, 3) = 13,172 Prob > F = 0,0360 Kết P-value 0,0360 nhỏ 0,05 nên mơ hình tồn tự tương quan + Kiểm định phương sai thay đổi Modified Wald test for groupwise heteroskedasticity in fixed effect regression model H0: sigma(i)^2 = sigma^2 for all i chi2 (4) = 331,78 Prob>chi2 = 0,0000 Kết cho thấy P-value kiểm định phương sai thay đổi 0,0000 nhỏ 0.05 cho thấy mơ hình tồn phương sai thay đổi Từ kết trên, tác giả sử dụng mơ hình hiệu chỉnh tự tương quan phương sai thay đổi thu kết sau: Bảng 4.3: Kết chạy mơ hình hồi quy biến phụ thuộc ROAE Khoảng tin cậy 95% Biến Hệ số Sai số chuẩn T P>t CAEQ NPL PROD BASZ INT _cons -0,0001207 -0, 0553808 2.22e-11 -5.36e-18 0, 0071386 0, 0095417 0, 0000711 -1,70 0.090 -0, 00026 0, 0000186 -0,0791284 -0, 0316333 0, 0121163 -4.57 0.000 1.60e-11 2.83e-11 3.15e-12 7,04 0.000 -7.14e-18 -3.57e-18 9.08e-19 -5,09 0.000 -0, 0014658 0, 015743 0, 10043901 1,63 0.104 0, 006189 0, 0128944 0, 0017106 5,58 0.000 (Nguồn: Tác giả tính tốn với hỗ trợ phần mềm Stata 14) Từ kết mơ hình hồi qui biến phụ thuộc ROA, ROE ta có bảng tổng hợp sau đây: Bảng 4.4: Tổng hợp kết quả mô hình biến phụ thuộc ROAA, ROEA Mơ hình ROAA Mơ hình ROEA Biến Tác động Mức ý nghĩa P Tác động Mức ý nghĩa P 0,090 CAEQ Không Không (-) 10% 0,000 NPL (-) 10% 0,080 (-) 1% 0,000 PROD (+) 1% 0,000 (+) 1% 0,000 BASZ (-) 5% 0,037 (-) 1% INT Không Không Không Không (Nguồn: Tác giả tổng hợp kết hai mơ hình) Mơ hình biến phụ thuộc ROAA: Hệ số biến NPL - Nợ xấu/Tổng dư nợ tác động ngược chiều lên ROA với P-value nhỏ 10% Kết cho thấy, tỷ lệ nợ xấu tăng hiệu sinh lời tài sản NHTM có vốn Nhà nước giảm Hệ số biến BASZ - Tổng tài sản tác động ngược chiều lên ROAA với mức ý nghĩa 5% Kết cho thấy, NHTM có vốn Nhà nước tăng tổng tài sản làm giảm hiệu HQKD Biến PROD - Năng suất lao động tác động chiều lên ROAA với mức ý nghĩa nhỏ 1% Điều cho thấy, suất lao động làm tăng HQKD NHTM có vốn Nhà nước Việt Nam thời gian qua Biến INF - Tỷ lệ lạm phát khơng có tác động lên ROA Mơ hình biến phụ thuộc ROEA: Hệ số biến CAEQ tác động ngược chiều lên ROEA, hệ số biến BASZ - Tổng tài sản tác động ngược chiều lên ROA với mức ý nghĩa nhỏ 1% Kết cho thấy NHTM có vốn Nhà nước tăng tổng tài sản làm giảm hiệu HQKD huy động vốn vốn chủ sở hữu bảo toàn giúp gia tăng HQKD cho ngân hàng mẫu nghiến cứu Hệ số biến PROD - Năng suất lao động tác động chiều lên ROEA với mức ý nghĩa nhỏ 1% Điều cho thấy NHTM có vốn Nhà nước tăng suất lao động giúp gia tăng HQKD thời gian qua Như vậy, kết nghiên cứu thực nghiệm chiều tác động biến lên ROAA ROEA nhau; qui mô ngân hàng (BASZ) tác động ngược chiều lên hiệu sinh lời tổng tài sản (ROA) hiệu sinh lời vốn chủ sở hữu (ROE); suất lao động (PROD) tác động chiều lên ROAA ROEA Kết tiêu huy động vốn tổng vốn chủ sở hữu ngân hàng tác động ngược chiều đến ROEA NHTM có vốn Nhà nước thời gian qua; tỷ lệ nợ xấu tác động nghịch chiều đến ROAA ROEA Tương tự vậy; tỷ lệ lạm phát khơng có ý nghĩa thống kê khơng tác động tới lợi nhuận rịng tổng tài sản, lợi nhuận ròng vốn chủ sở hữu nhóm ngân hàng thời gian qua Kết luận số khuyến nghị Thứ nhất, kết mơ hình ROAA, ROEA cho thấy biến PROD - tác động thuận chiều lên lợi nhuận ròng tổng tài sản lợi nhuận ròng vốn chủ sở hữu Như vậy, yếu tố suất lao động đánh giá qua khả kiếm lợi nhuận ròng nhân viên tác động nhiều đến kết kinh doanh NHTM có vốn Nhà nước Việt Nam Cả hai mơ hình, biến PROD đến tác động thuận chiều mức ý nghĩa 1% Điều gợi ý bối cảnh tác động tiêu cực Đại dịch Covid 19, ngân hàng nhóm nghiên cứu nên có giải pháp để nâng cao suất lao động Đây có lẽ nhiệm vụ quan trọng hàng đầu ngân hàng đặc biệt quan tâm Trước mắt, ngân hàng nên áp dụng giải pháp phát triển chất lượng nguồn nhân lực, từ khâu tuyển dụng nhân đến khâu đào tạo nhân Tiếp theo cải tiến qui trình làm việc, xử lý khâu cơng việc cho hiệu quả, rút bớt thủ tục hành chính, khơng cần thiết đảm bảo an tồn kinh doanh Thứ hai, kết phân tích định tính từ tiêu tài cho thấy khoản mục danh mục tài sản NHTM có vốn Nhà nước có xu hướng tăng giai đoạn nghiên cứu Tuy nhiên, theo kết mơ hình mối quan hệ tiêu qui mô tài sản (BASZ) HQKD NHTM có vốn Nhà nước nghịch chiều Điều cho thấy ngân hàng có hiệu giảm dần theo quy mô Như vậy, dài hạn NHTM có vốn Nhà nước nên thận trọng sử dụng chiến lược tăng qui mô để tăng HQKD Thực tế, ngắn hạn, ngân hàng tăng qui mơ để tăng HQKD, đặc biệt chi nhánh/phòng giao dịch ngân hàng Tuy nhiên, dài hạn, NHTM có vốn Nhà nước nên thận trọng với chiến lược tiếp tục tăng mà không sử dụng hiệu làm làm giảm HQKD Ngân hàng nên trì mức tăng trưởng hợp lý khoản mục tài sản, đặc biệt hoạt động cho vay tập trung nâng cao chất lượng dịch vụ khách hàng để đón đầu hội kinh doanh khách hàng tốt để tăng bền vững HQKD Ngồi ra, để có cấu trúc danh mục tài sản hiệu quả, cần có chiến lược quản trị khả khoản tốt, sách cho vay tối ưu, đầu tư tài sản cố định hợp lý Thứ ba, kết phân tích định lượng xem xét tỷ lệ nợ xấu (NPL) tác động ngược chiều đến lợi nhuận ròng tổng tài sản mức ý nghĩa 10%, tác động ngược chiều lên lợi nhuận vốn chủ sở hữu mức ý nghĩa 1% cho thấy nợ xấu nguyên nhân làm giảm HQKD NHTM có vốn Nhà nước Việt Nam thời gian qua Gần đây, Đại dịch Covid tác động tiêu cực đến hoạt động kinh doanh NHTM Mặc dù có giải pháp hỗ trợ Chính phủ, Ngân hàng Nhà nước qui định Thơng tư 01/2020/TT-NHNN cho phép ngân hàng cấu lại thời hạn trả nợ, miễn, giảm lãi, phí nhằm hỗ trợ khác hàng, NHTM chưa giải tốt tốn nợ xấu có tác động làm giảm HQKD Theo khảo sát tỷ lệ nợ xấu ngân hàng mẫu nghiên cứu 15 năm có xu hướng giảm theo thời gian Trong giai đoạn từ 2017 đến 2020 tỷ lệ mức cao so với giai đoạn trước Như vậy, dù có xu hướng giảm giai đoạn nghiên cứu tỷ lệ nợ xấu yếu tố tác động tiêu cực tác động làm giảm HQKD NHTM có vốn Nhà nước Vậy giải pháp trước mắt ngân hàng nên kiểm soát tốt chất lượng tài sản để nâng cao hiệu kinh doanh ngân hàng Đầu tiên, cần giải dứt điểm nợ xấu thời gian ngắn có chiến lược kiểm sốt chặt chẽ tiêu dài hạn Một là, giải dứt điểm nợ xấu, nợ hạn có chiến lược dài hạn Tuân thủ quy định việc trích lập dự phịng để bù đắp tổn thất xảy trường hợp khách hàng khơng thực nghĩa vụ theo cam kết Dự phịng ghi nhận khoản chi phí báo cáo kết kinh doanh hợp dùng để xử lý khoản nợ xấu Các ngân hàng cần mạnh dạn xem xét khách hàng có dư nợ xấu, tìm cách tháo gỡ thơng qua hỗ trợ cách tư vấn tài cho doanh nghiệp có dư nợ xấu để doanh nghiệp có phương án khôi phục kinh doanh, hoạt động hiệu trở lại, từ doanh nghiệp thực nghĩa vụ trả nợ cho ngân hàng; Hai là, cần có mơ hình cảnh báo sớm rủi ro tích hợp vào phần mềm Core Banking Tính hỗ trợ cán quản lý rủi ro việc tìm kiếm, tự động cảnh báo để giúp cho công tác quản lý rủi ro đạt hiệu cao Ngoài đáp ứng nhu cầu quản lý số liệu, thông tin khách hàng, vận hành quản lý hệ thống cần có thêm tính giúp người dùng thiết lập phân tích thơng tin định tính, hỗ trợ cho phân loại nhận dạng rủi ro TÀI LIỆU THAM KHẢO Agribank, Vietinbank, Vietcombank, BIDV Báo cáo thường niên (từ 2005 đến 2020) Syafri (2012), “Factors affecting bank profitability in Indonesia”, The 2012 international conference on Business and Management Riaz, S and Mehar, A (2013), “The impact of Bank Specific and Macroeconomic Indicators on the Profitability of Commercial banks”, The Romanian Economic Journal Chung-Hua Shen et al (2013), “The Government’s Role in Government-owned Banks”, J Financ Serv Res (2014) 45:307–340, DOI 10.1007/s10693-013-0168-0 Demirguc Kunt, A and Huzinga, H (1999) “Determinants of Commercial Bank Interest Margins and Profitability: Some International Evidence” The World Bank Economic Review, 13 (2), 379-440 Dawood, U (2014), “Factors impacting profitability of commercial banks in Pakistan for the period of (2009-2012)”, MS Finance, University of Gujrat Pakistan, International Journal of Scientific and Research Publications, Volume 4, Issue 3, March 2014  ... Sabri Topak cộng (2016) nghiên cứu ảnh ảnh hưởng yếu tố đến HQKD 12 NHTM Thổ Nhĩ Kỳ từ tháng 1/2006 đến tháng 3/2014 Các yếu tố bao gồm yếu tố vi mơ nội ngân hàng Hai mơ hình sử dụng với biến... lệ nợ xấu yếu tố tác động tiêu cực tác động làm giảm HQKD NHTM có vốn Nhà nước Vậy giải pháp trước mắt ngân hàng nên kiểm soát tốt chất lượng tài sản để nâng cao hiệu kinh doanh ngân hàng Đầu... nhóm: ngân hàng có hiệu cao, ngân hàng có hiệu thấp Một số nghiên cứu tác động tỷ lệ nợ xấu (NPLs) tác động đến HQKD NHTM Klein (2013) NPLs yếu tố tác động trực tiếp đến hiệu sinh lời ngân hàng