2.4.2.1 Phân tích EFA c a các thành ph n giá tr th ng hi u
B ng ki m đ nh KMO và Barlett (KMO and Barlett‟s Test) đ i v i thang đo hi u ch nh:
B ng 2-3: Ki m đ nh KMO và Barlett các thành ph n giá tr th ng hi u
Ki m đ nh KMO and Bartlett
o l ng l y m u t ng thích Kaiser-Meyer-
Olkin 0.8511
Ki m đ nh xoay Barlett Chi bình ph ngB c t do 4005.3323 465.0000
M c ý ngh a 0.0000
(Theo k t qu phân tích SPSS 16.0) Ta th y phép ki m đ nh Bartlett có p <5%, đ ng th i ki m đnh KOM cho k t qu r t t t KOM >0.8, nh v y gi a các bi n đo l ng có t ng quan v i nhau trong t ng th .
B ng 2-4 cho th y có 6 nhân t đ c trích ra t 31 bi n đo l ng vì các nhân t này có giá tr eigen > 1, t ng ph n tr m bi n thiên gi i thích đ c c a 6 y u t này là 64.174 (> 50%). Nh v y s l ng các nhân t trích phù h p v i
gi thuy t c a chúng ta ban đ u. T c là qu n tr r i ro thanh kho n t i ngân hàng Ngân hàng Á Châu b nh h ng b i 6 nhân t : S c m nh và uy tín c a Ngân hàng, chính sách phát tri n c a Ngân hàng, chính sách t ng c ng ki m soát n i b , chính sách huy đ ng và s d ng v n c a Ngân hàng, di n bi n môi tr ng kinh t v mô, di n bi n môi tr ng ngành.
Qua b ng k t qu trên ta th y, h s t i nhân t (Factor Loading) c a các bi n đo l ng đ u ≥ 0.5 nên đ c xem là có ý ngh a thi t th c. ng th i khác bi t h s t i nhân t c a m t bi n quan sát gi a các nhân t đ u đ m b o giá tr phân bi t gi a các nhân t .
B ng 2-4: Phân tích EFA các y u t tác đ ng đ n qu n tr thanh kho n t i ngân hàng
Bi n quan sát H s t i nhân t c a các thành ph n 1 2 3 4 5 6 SM1 0.6898 SM2 0.7325 SM3 0.5774 SM4 0.6601 SM5 0.6907 SM6 0.7490 SM7 0.6661 PT1 0.8930 PT2 0.8760 PT3 0.5078 PT4 0.8999 HDV1 0.5939 HDV2 0.7437 HDV3 0.7045 HDV4 0.7811 HDV5 0.6788 QTRR1 0.8708 QTRR2 0.5733 QTRR3 0.6832 QTRR4 0.8810 QTRR5 0.7289 VM1 0.6893 VM2 0.8133 VM3 0.7679 VM4 0.7888 VM5 0.6680 MTN1 0.5999 MTN2 0.7402 MTN3 0.6748 MTN4 0.7023 MTN5 0.7193 Giá tr Eigen 6.964 6.134 2.270 1.817 1.471 1.239 Ph ng sai trích 13.071 11.948 11.351 9.997 9.166 8.641
(Theo k t qu phân tích SPSS 16.0) 2.4.2.2 Phân tích EFA c a thang đo hi u qu qu n tr thanh kho n c a Ngân hàng
B ng 2-5: Phân tích EFA cho thang đo hi u qu qu n tr thanh kho n c a Ngân hàng.
Bi n quan sát Nhân t
1 HQ1 Hi u qu qu n lý c u thanh kho n 0.823
HQ2 Hi u qu qu n lý cung thanh kho n 0.843
HQ3 Hi u qu qu n lý k t h p thanh kho n 0.861 HQ4 M c đ tích c c c a các ch tiêu ph n ánh kh n ng thanh kho n 0.786 Eigenvalues 2.7476123 Ph ng sai trích (%) 68.690308 (Theo k t qu phân tích SPSS 16.0) K t qu phân tích nhân t cho th y, H s t i nhân t (Factor Loading) c a các bi n đo l ng đ u ≥ 0.5 nên đ c xem là có ý ngh a thi t th c. ng th i các bi n quan sát trong nhân t qu n tr thanh kho n c a Ngân hàng đã h i t thành m t nhân t . Nh v y chúng ta có th s d ng nhân t này đ nghiên c u và phân tích.
2.4.3 Phân tích m i t ng quan gi a các khái ni m nghiên c u:
B ng 2-6: S t ng quan gi a các khái ni m nhiên c u
HQ SM PT HDV QTRR VM MTN
HQ 1 0.7565 0.7089 0.7759 0.7760 0.7434 0.7855
SM 0.7565 1 0.7036 0.7636 0.7336 0.6721 0.6997
PT 0.7089 0.7036 1 0.7328 0.7189 0.6732 0.7381
QTRR 0.7760 0.7336 0.7189 0.7343 1 0.6775 0.6789
VM 0.7434 0.6721 0.6732 0.6465 0.6775 1 0.7676
MTN 0.7855 0.6997 0.7381 0.7171 0.6789 0.7676 1
Chú ý: M c ý ngh a 0.000 và n= 203
(Theo k t qu phân tích SPSS 16.0) M t ph ng pháp chung đ đánh giá giá tr phân bi t là ki m nghi m ma tr n t ng quan cho các bi n đ c l p và bi n ph thu c. K t qu h s t ng
quan nh h n 0,85 ch ra r ng giá tr phân bi t có kh n ng t n t i gi a 2 bi n (John và Benet-Martinez, 2000).
B ng tóm t t m i t ng quan th ng kê Spearman‟s Rho gi a các bi n
đ c gi i thích. T t c h s t ng quan tuy t đ i gi a các bi n dao đ ng t
0.6465 đ n 0.7759, ngh a là không v t quá h s đi u ki n 0,85. i u đó ch ng minh r ng giá tr phân bi t đã đ t đ c. Hay nói cách khác, các thang đo trong
nghiên c u này đã đo l ng đ c các khái ni m nghiên c u khác nhau.
Ma tr n t ng quan trong B ng c ng cho th y 6 bi n đo l ng qu n tr thanh kho n ngân hàng có m i quan h cùng chi u đáng k v i nhau:
Chính sách phát tri n c a ngân hàng có t ng quan cùng chi u v i s c m nh và uy tín c a ngân hàng (r = 0.7036, p=0.000).
Chính sách huy đ ng v n c a ngân hàng có t ng quan cùng chi u v i chính sách phát tri n c a ngân hàng (r = 0.7328, p= 0.000).
S c m nh và uy tín c a Ngân hàng có t ng quan cùng chi u v i chính
sách huy đ ng v n c a ngân hàng (r = 0.7636 , p = 0.000).
Chính sách t ng c ng, ki m soát n i b có m i t ng quan cùng chi u v i chính sách phát tri n c a ngân hàng, s c m nh uy tín c a Ngân hàng (h s
t ng quan l n l t là 0.7189, 0.7336 v i p = 0.000).
Môi tr ng v mô c ng có t ng quan cùng chi u v i chính sách chính
t ng c ng và ki m soát n i b (h s t ng quan l n l t là 0.6465, 0.6732, 0.6775 v i m c ý ngh a p =0.000).
Môi tr ng ngành có t ng quan cùng chi u khá ch t ch v i môi tr ng
v mô, chính sách huy đ ng v n, chính sách phát tri n, c ng nh chính sách t ng c ng và ki m soát n i b (h s t ng quan l n l t là 0.7676, 0.7171, 0.7381 và 0.6789 v i m c ý ngh a p = 0.000).
2.4.4 Ki m đ nh m i quan h gi a các nhân t tác đ ng đ n qu n tr thanh kho n và qu n tr thanh kho n: thanh kho n và qu n tr thanh kho n:
H i quy tuy n tính b i th ng đ c dùng đ ki m đnh và gi i thích lý thuy t nhân qu (Cooper và Schindler, 2003).Ngoài ch c n ng là m t công c mô t , h i quy tuy n tính b i c ng đ c s d ng nh m t công c k t lu n đ
ki m đnh các gi thuy t và giá tr c a t ng th nghiên c u (Ducan, 1996). Nh
v y, đ i v i nghiên c u này h i quy tuy n tính b i là ph ng pháp thích h p đ
ki m đnh các gi thuy t nghiên c u.
2.4.4.1 Mô hình h i quy tuy n tính b i
ki m đnh sáu gi thuy t H1, H2, H3, H4, H5 và H6, mô hình h i quy b
đ c xây d ng nh sau: HQ = 0 + 1SM + 2PT+ 3HDV + 4QTRR + 5VM + 6MTN + ei Trong đó: HQ: Hi u qu qu tr thanh kho n SM: S c m nh và uy tín c a Ngân hàng PT: Chính sách phát tri n HDV: Chính sách huy đ ng và s d ng v n QTRR: Chính sách t ng c ng và ki m soát r i ro n i b VM: Môi tr ng v mô
MTN: Môi tr ng ngành.
k là h s c a ph ng trình h i quy và ei là ph n d .
S d ng ph n m m SPSS 16.0 tác gi ti n hành ch y phân tích h i quy. Giá tr b R ch rõ đ l n c a m i quan h gi a các bi n đ c l p và ph thu c. H s xác đnh (R2) đo l ng t l t ng th bi n thiên c a các bi n ph thu c
đ c gi i thích b i các bi n đ c l p trong mô hình. Giá tr c a R2 càng l n thì m c đ phù h p hay kh n ng gi i thích c a mô hình càng l n và vi c d đoán
bi n ph thu c càng chính xác. H s beta đ c chu n hóa ( ) giúp chúng ta có th so sánh tr c ti p gi a các h s , đ c xem nh là kh n ng giai thích s bi n thiên c a bi n ph thu c. Tr tuy t đ i c a h s beta càng l n thì t m quan tr ng
t ng đ i c a nó trong d báo bi n ph thu c càng cao. H s t ng quan t ng ph n và bán phàn đo l ng m i quan h gi a m t bi n ph thu c và m t bi n
đ c l p khi nh h ng c a các bi n đ c l p khác trong mô hình h i quy đ c gi a nguyên (Hair và Ctg, 2006). N u h s t ng quan t ng ph n và t ng quan
bán ph n c a m t bi n đ c l p mang d u âm, thì bi n đ c l p này đã đ c gi i thích thông qua các bi n đ c l p còn l i trong mô hình, nó gây ra hi n t ng đa
c ng tuy n và làm cho h s beta không có ý ngh a th ng kê.
2.4.4.2 Xem x t đa c ng tuy n c a các bi n trong mô hình
Phép th giá tr dung sai, giá tr VIF đ c dùng đ ki m tra hi n t ng đa c ng tuy n trong mô hình h i quy. Trong b ng 2-6 t t các các giá tr dung sai đ u l n
h n 0.2; các giá tr VIF t 2.83 đ n 3.41 cho th y hi n t ng đa c ng tuy n
t ng đ i th p, đ đi u ki n đ chúng ta ti n hành h i quy.
B ng 2-7: Phân tích hi n t ng đa c ng tuy n: ánh giá giá tr dung sai và VIF
Các bi n Dung sai VIF
S c m nh và uy tín 0.3200 3.125 Chính sách phát tri n 0.3303 3.027 Chính sách huy đ ng v n 0.3038 3.291 Chính sách qu n tr 0.3365 2.972
r i ro
Môi tr ng v mô 0.3533 2.83
Môi tr ng ngành 0.2933 3.41
(Theo k t qu phân tích SPSS 16.0) 2.4.4.3 Ki m đ nh các gi thuy t nghiên c u v các nhân t tác
đ ng đ n qu n tr thanh kho n
B ng 2-8: K t qu d báo c a mô hình h i quy
Các bi n H s Beta
chu n hóa Giá tr T
M c ý ngh a T H s t ng quan Zero- order T ng ph n Bán ph n H s ch n -1.623 0.106 SM 0.135 2.227 0.027 0.756 0.157 0.076 PT -0.026 -0.429 0.669 0.709 -0.031 - 0.015 HDV 0.217 3.497 0.001 0.776 0.242 0.12 QTRR 0.25 4.247 0 0.776 0.29 0.145 VM 0.158 2.749 0.007 0.743 0.193 0.094 MTN 0.263 4.164 0 0.785 0.285 0.142 R2 =0.770684 R2 hi u ch nh = 0.76366 Giá tr F= 109.7862 m c ý ngh a = 0.000 (Theo k t qu phân tích SPSS 16.0) K t qu h i quy b i cho th y: Th nh t, h s R2 = 0.770684 và R2 hi u ch nh = 0.76366. Vì bi n PT
không có ý ngh a th ng kê nên R2 hi u ch nh nh h n R2. Tuy nhiên, mô hình c a chúng ta gi i thích đ c 76,366% s thay đ i trong hi u qu qu n tr thanh kho n.
Th hai, Giá tr F = 109, 7862 và m c ý ngh a c a F = 0.000. Nh v y mô
hình đ c đ xu t là phù h p. Các nhân t đ c gi i thi u có tác đ n hi u qu qu n tr thanh kho n.
Th ba, xét h s h i quy chu n hóa ( ), chúng ta th y có 5 bi n SM (s c m nh và uy tín c a ngân hàng), HVD (Chính sách huy đ ng và s d ng v n),
QTRR (Chính sách t ng c ng và ki m soát r i ro n i b ), VM (môi tr ng v mô), MTN (môi tr ng ngành) có tác đ ng cùng chi u lên HQ (hi u qu qu n tr thanh kho n t i ngân hàng) v i m c ý ngh a ( ) l n l t là 2,7%, 0,1%, 0%,
0,7%, 0%. Trong đó MTN (môi tr ng ngành) tác đ ng m nh nh t đ n HQ (hi u qu qu n tr thanh kho n) v i h s beta ( ) b ng 0.263. Các h s beta c a 4 bi n còn l i ch nh l ch nhau không nhi u ch ng t các nhân t này đ u có tác
đ ng tr ng y u đ n qu n tr thanh kho n t i ngân hàng. T đây, chúng ta có th đ a ra nh ng k t lu n cho các gi thuy t nghiên c u đ c đ t ra nh sau:
Gi thuy t th nh t: “S c m nh và uy tín c a ngân hàng có nh h ng
đáng k đ n hi u qu qu n tr thanh kho n c a ngân hàng”. Theo k t qu h i quy, ta th y h s beta c a bi n nhân t SM b ng 0.135 v i m c ý ngh a 2,7%. Nh v y, đ đi u ki n đ chúng ta ch p nh n gi thuy t H1. T c S c m nh và uy tín c a ngân hàng là m t nhân t quan tr ng tác đ ng tích c c đ n qu n tr thannh kho n c a ngân hàng.
Gi thuy t th hai: “Chính sách phát tri n c a ngân hàng có tác đ ng cùng chi u lên hi u qu qu n tr thanh kho n”. K t qu t mô hình cho th y h s beta c a PT b ng -0.026 v i m c ý ngh a b ng 66.9%. Nh v y chúng ta ch a đ đi u ki n đ ch p nh n gi thuy t th hai này. Tuy nhiên, chúng ta không th k t lu n r ng chính sách phát tri n c a ngân hàng không tác đ ng đ n hi u qu qu n tr thanh kho n. Vì nhân t này ch không có ý ngh a v m t th ng kê, nguyên nhân là do hi n t ng đa c ng tuy n. H s t ng quan c a bi n PT (pearson correlation) b ng 0.709, nh ng nhìn vào h s t ng quan t ng ph n và t ng
quan bán ph n c a bi n PT ta th y c hai con s này đ u âm (l n l t là -0.031 và -0.015), đi u này cho th y tác đ ng c a bi n chính sách phát tri n (PT) lên hi u qu qu n tr thanh kho n đã đ c bi u di n qua các bi n còn l i trong mô hình.
Gi thuy t th ba: “Chính sách huy đ ng và s d ng v n c a ngân hàng có nh h ng đ n k t qu c a ho t đ ng qu n tr thanh kho n c a ngân hàng”.
nh n gi thuy t th ba (H3). V y, chính sách huy đ ng và s d ng v n c a ngân
hàng có t ng quan cùng chi u v i hi u qu qu n tr thanh kho n.
Gi thuy t th t : “Chính sách t ng c ng và ki m soát r i ro n i b có m i quan h cùng chi u v i hi u qu qu n tr thanh kho n t i ngân hàng”. Theo
k t qu h i quy ta th y chính sách t ng c ng và ki m soát r i ro n i b (QTRR)
có tác đ ng cùng chi u v i hi u qu qu n tr thanh kho n v i h s beta b ng 0.25 và m c ý ngh a b ng 0.00%. Nh v y, gi thuy t th t (H4) đ c ch p nh n.
Gi thuy t th n m: “Môi tr ng v mô có tác đ ng cùng chi u v i hi u qu qu n tr thanh kho n”. Gi thuy t th n m (H5) đ c ch p nh n vì bi n nhân t môi tr ng v mô (VM) có h s beta b ng 0.158 v i m c ý ngh a b ng 0.7%.
Nh v y nh ng bi n đ ng t môi tr ng v mô có tác đ ng m nh đ n hi u qu c a ho t đ ng qu n tr thanh kho n c a ngân hàng.
Gi thuy t th sáu: “Môi tr ng ngành m i có tác đ ng m nh đ n qu n tr thanh kho n”. K t qu nghiên c u ch ra r ng nh ng đ ng thái t môi tr ng ngành có nh h ng r t m nh đ n k t qu qu n tr thanh kho n, c th đây là
nhân t tác đ ng m nh nh t v i h s beta b ng 0.263 và m c ý ngh a b ng
0.00%. Nh v y gi thuy t th sáu (H6) đ c ch p nh n.
K t lu n ch ng 2
Ch ng 2 đã trình bày ph ng pháp và k t qu nghiên c u các y u t nh h ng đ n qu n tr thanh thanh kho n c th : Trình bày thi t k nghiên c u,thi t