6. Bốc ục của luận văn
3.2.1. Mô tả các biến trong mô hình
Biến phụthuộc phản ánh hiệu quảhoạt động kinh doanh của các NHTMCP. Có nhiều chỉ tiêu để đo lường hiệu quả hoạt động của NHTMCP là: ROA, ROE, Tobin 's Q, tỷ lệ tăng trưởng trên doanh thu. Với mục tiêu nghiên cứu của tác giảlà gia tăng giá trị của NHTMCP và gia tăng giá trị cổ đông, trong khi đó cổ đông thường quan tâm đến việc tối đa hoá giá trịtài sản chủsởhữu nên họquan tâm nhất đến lãi cơ bản trên cổ phiếu (EPS – earnings per share) hoặc lợi nhuận sau thuế dành cho cổ đông thường.
Trên cơ sở đó, với đặc điểm dữliệu thu thập được và đểphù hợp với lợi ích cổ đông thường, tác giả sử dụng chỉ tiêu đo lường tính hiệu quả hoạt động kinh doanh của NHTMCP trong luận văn như sau:
ROE : tỷsuất lợi nhuận trên vốn chủsởhữu = Lợi nhuận sau thuế/Vốn chủ sởhữu.
3.2.1.2. Biến độc lập:
lnBDS : là quy mô/ số lượng thành viên Hội đồng quản trị. Được đo lường bằng logarith.
TVDL : là tỷlệ thành viên độc lập trong hội đồng = thành viênđộc lập (bên ngoài) / số lượng thành viên HĐQT. Đơn vịtính toán là %.
TVDH : là tỷlệ thành viên điều hành trong hội đồng = thành viên bên trong (kiêm nhiệmBan điều hành)/ số lượng thành viên HĐQT. Đơn vịtính toán là %.
3.2.1.3. Biến kiểm soát:
SIZE: là quy mô của các NHTMCP được đo bằng logarith của tổng tài sản. Trong mô hình hồi quy, biến tổng tài sản được xem như là biến đại diện cho quy mô đểtính lợi thếkinh tếtheo quy mô. Tổng tài sản được sửdụng để kiểm soát sựkhác biệt chi phí liên quan đến quy mô cũng như khả năng đa dạng hoá của ngân hàng. Nếu có lợi thế theo quy mô, thì tổng tài sản có thể tác động tích cực lên lợi nhuận ngân hàng và dẫn đến gia tăng hiệu quả hoạt động. Nhưng nếu tăng đa dạng hoá, làm gia tăng chi phí hoặc dẫn đến rủi ro cao hơn thì biến có thể tác động tương quan âm với hiệu quả.
AST: là tỷlệTài sản cố định/Tổng tài sản. Đơn vịtính toán là %.
3.2.2. Thiết lập mô hình nghiên cứu:
3.2.2.1. Mô hìnhước lượng OLS cho dữliệu gộp:Kiểm định hệsố tương quan Pearson Kiểm định hệsố tương quan Pearson
Kiểm định giảthuyết hệsố tương quan mẫu là khác zero (Rosner, 2006, p.496):
0 : 0 : 1 0 ρ ρ H H
Với ρ là hệsố tương quan mẫu
Thống kê t: 2 1 2 r n r t
Với r là hệsố tương quan mẫu Với kiểm định mức ý nghĩa α, bác bỏgiảthuyết H0nếu 2 / 1 , 2 α n t t hay 2 / 1 , 2 α n t t Với n là cỡmẫu
Vì thế, với so sánh hai đuôi α = 0.05,ý nghĩa th ống kê (p < 0.05) đạt được khi
975 . 0 , 2 n t t
Phương pháp bình phương tối thiểu thông thường cho dữliệu gộp
Phương trình hồi qui:
ROE = α0+ α1ln BDS + α2TVDL+ α3TVDH + α4SIZE+ α5AST +ε (3.1) Với α0= hệsốcắt (hằng số).
α1, α2, α3, α4,α5: các hệsốhồi qui trong phương trình. ε = sai sốcủa mô hình.
Đề tài sửdụng kiểm định F (kiểm định Wald) để xem xét tácđộng đồng thời của 5 biến độc lập trên để kiểm định xem liệu có ý nghĩa về mặt thống kê hay không. Kiểm định giảthuyết được thực hiện như sau:
5 ; 0 , 0 : 1 5 ; 0 , 0 : 0 i i H i i H α α
3.2.2.2. Mô hình hồi qui với các tác động cố định:
Phương trình hồi qui với các tác động cố địnhnhư sau:
ROEit= α0it+ α1tln BDS + α2tTVDL+ α3tTVDH + α4tSIZE+ α5tAST +ε
Với αit= hệsốcắt hay điều kiện khởi đầu.
εit= phần dư được giả thiết phân phối chuẩn và độc lập với E(εit) = 0 và phương sai đồng nhất hữu hạnE(ε2it) = σ2ε,t; t =1,…,T.
i= thứ tự của bảng(i = 1,…,N)
t= giai đoạn quan sát(t = 0,…,T)
Như vậy trong mô hình khảo sát, các đơn vị bảng chính là các ngân hàng thương mại và mỗi đơn vịbảng có thời gian quan sát khác nhau.
Tùy theo điều kiện thành lập ban đầu, mỗi đơn vị bảng, tức ngân hàng, có các hệ số cắt (αit) khác nhau. Tuy nhiên quá trình phát triển của các ngân hàng thương mại này được xem như có những đặc điểm tương tựnên các hệsốhồi quiαit
với i = 1;5 là giống nhau.
Ngoài ra, thông qua mô hình hồi qui với các tác động cố định này, đề tài cũng phân tích tính không đồng nhất có thể có giữa các ngân hàng thông qua các giá trị của R2đạt được. Vì phương pháp phân tích số liệu bảng được áp dụng, theo Wooldridge (2002), có thể so sánh các giá trị đạt được cho R2 “overall”, R2
“between” và R2“within”.
R2 “overall” đặc trưng cho mức độ lý giải của các biến giải thích cho sự thay đổi của biến phụthuộc trong toàn bộmô hình.
R2“between” đặc trưng sự khác biệt giữa các đơn vị bảng khác nhau (ở đây là các ngân hàng) trong khi R2 “within” đo lường sự khác biệt trong bản thân các đơn vị bảng (mỗi ngân hàng) suốt khoảng thời gian khảo sát.
Thông qua các giá trị khác nhau của R2 “overall”, R2 “between” và R2 “within”, nghiên cứu sẽcho thấy liệu quá trình phát triển của các ngân hàng thương mại cổ phần ởViệt Nam có sự đồng nhất hay không khi xem xét tác động của đặc điểm quản trị lên hiệu quả hoạt động của các ngân hàng này. Tính đồng nhất này cũng mang một hàm ý rất quan trọng vì kết quảcủa quá trình phân tích và xửlí có thể áp dụng được cho bất kỳ ngân hàng thương mại cổ phần nào ởViệt Nam trong điều kiện số liệu thống kê ở mỗi ngân hàng còn hạn chế do quá trình thành lập không dài, việc ghi nhận sốliệu chưa hệthống.
3.2.3. Dữliệu nghiên cứu:
Để xem xét tác động của Hội đồng quản trị đến hiệu quả hoạt động kinh doanh của các NHTMCP, nghiên cứu sử dụng dữliệu thứcấp cơ bản dựa trên các báo cáo thường niên và báo cáo tài chính hợp nhất đãđược kiểm toán của 27 ngân hàng thương mại cổphần Việt Nam cho giai đoạn từ năm 2004-2012. Theo Báo cáo thường niên Chỉ số tín nhiệm Việt Nam năm 2012, có 23 ngân hàng nghiên cứu được xếp hạng năng lực cạnh tranh: 6 ngân hàng thuộc nhóm A, 7 ngân hàng thuộc B, 8 ngân hàng thuộc nhóm C và 2 ngân hàng thuộc nhóm D.
Việc sử dụng dữ liệu thứ cấp trên do tính sẵn có và có độtin cậy vì đây là những thông tin phải công khai định kỳ theo quy định của pháp luật khi kết thúc năm tài chính. Các thông tin thứ cấp này được đăng tải trên các website của các ngân hàng. Do một số ngân hàng không có đầy đủ thông tin nên kích cỡ mẫu chỉ gồm 194 quan sát. Như vậy, dữ liệu của luận văn có được dưới dạng bảng không cân bằng.
3.2.4. Phương pháp xửlý sốliệu:
Với bài nghiên cứu này, tác giảthu thập dữ liệu thứ cấp là các bảng số liệu từ báo cáo tài chính/ báo cáo thường niên của các Ngân hàng thương mại cổ phần. Sau đóxửlý bằng phương trình hồi quy tuyến tính và phần mềm Stata 11. Các bước xửlý sốliệu như sau:
Mô tảvà trình bày dữliệu:
Số liệu được trình bày dưới dạng bảng thống kê, mỗi biến gồm các nội dung nhưsau: tên biến, trung bình, độlệch chuẩn, giá trịcực tiểu, giá trịcực đại, số quan sát.
Khảo sát tương quan cặp giữa các biến:
Việc khảo sát tương quan cặp giữa các biến được thực hiện bằng cách thiết lập ma trận hệ số tương quan Pearson và xem xét hệ số tương quan cặp giữa các
biến độc lập và biến kiểm soát, tìm ra những cặp biến có hệ số tương quan cao để loại bỏbiếnđóra khỏi mô hìnhđểgiảm thiểu hiện tượng đa cộng tuyến.
Đánh giá mức độtương thích của mô hình hồi quy:
Một công việc quan trọng khi xây dựng phương trình hồi quy là chứng minh sự phù hợp của phương trình này trong việc giải thích bản chất, mối liên hệ giữa các sựvật, hiện tượng. Một thướcđo được sửdụng trong các nghiên cứu là R2 (coefficient of determination), R2nhận các giá trị từ 0 đến 1, giá trịcàng gần 1 thì phương trình hồi quy đã xây dựng càng phù hợp. Tuy nhiên, sử dụng R2 có nhược điểm là giá trị của R2 càng tăng khi gia tăng số biến độc lập và biến kiểm soát nhưng chưa chắc mức độgiải thích của phương trình gia tăng theo. Dođó, người ta thường sử dụng thước đo R2 điều chỉnh để thay thế nhằm khắc phục nhược điểm trên. Thước đo này phù hợp để đánh giá các phương trình hồi quy tuyến tính đa biến. đối với các hiện tượng kinh tế - xã hội, R2điều chỉnh không cao nhưcác hiện tượng tựnhiên hoặc kỹthuật.
3.3. Kết quảnghiên cứu:
3.3.1. Mô hình hồi qui tuyến tính thông thường cho dữliệu gộp (pooledOLS) OLS)
3.3.1.1. Thống kê mô tả các biến độc lập, biến phụ thuộc và các biếnkiểm soát: kiểm soát:
Bảng 3.1 Thống kê mô tảcho các biến dữliệu (OLS)
Tên biến Trung bình Độlệch chuẩn Min Max Sốquan sát
ROE 10.55881 6.092907 .08 30.57 194 BDS 6.896907 1.965951 3 11 194 TVDL 2.40866 6.904515 0 40 194 TVDH 10.69082 11.45003 0 42.86 194 SIZE 728.5291 59.60016 516.1 844.87 194 AST 1.787629 1.592908 .1 10.93 194 Nguồn: Kết quảtừphần mềm STATA
Theo kết quảthống kê bảng 3.1 cho thấy:
- Chỉtiêu ROE của 27 ngân hàng dao động từ 0,8%/năm đến 30,57%/năm, giá trịtrung bình là 10,56%/năm và độlệch chuẩn là 6,09%.Điều này cho thấy hiệu quảhoạt động của các ngân hàng giai đoạn từ2004-2012 có sựchênh lệch đáng kể.
- Số lượng thành viên Hội đồng quản trị dao động từ 3 đến 11 người, trung bình là 7 người, và độ lệch là 1,97. Điều nàycho thấy số lượng thành viên HĐQT của các NHTMCP VN đều nằm trong giới hạn quy định, có quy môvừa phải và giống nhau.
- Theo sốliệu phụlục 3 cho thấy số lượng thành viên độc lập mới xuất hiện trong một số NHTMCPVN trong vài năm trở lại đây kể từ khi có luật tổ chức tín dụng 2010. Điều này giải thích cho giá trị trung bình chỉ đạt 2,27%, trong khi số lượng thành viên độc lập dao động từ 0% đến 40%, và độlệch chuẩn là6,8%.
- Tỷ lệtài sản cố định/tổng tài sản của các NHTMCPVN dao động từ0,1% đến 10,93%, giá trị trung bình là 1,79% và độ lệch chuẩn là 1,6%. Điều này cho thấy các NHTMCP VN có tỷlệ TSCĐ/Tổng tài sản là tương đối thấp.
3.3.1.2. Hệsố tương quan Pearson
Bảng 3.2 Thống kê hệsố tương quan Pearson
ROE lnBDS TVDL TVKN SIZE ROE 1 lnBDS 0.3347*** 1 TVDL - 0.0960 - 0.0368 1 TVDH - 0.1034 0.1255* - 0.0054 1 SIZE 0.3346*** 0.4189*** 0.1675** - 0.1122 1 AST - 0.2677*** - 0.1435** - 0.0591** - 0.1429** - 0.2698*** *** ,**,*: ý nghĩa thống kêởmức 1%, 5% và 10% Nguồn: Kết quảtừphần mềm STATA
Số liệu từ bảng 3.2 cho thấy hệsố tương quan giữa các cặp biến độc lập và biến kiểm soát đều ở mức thấp (Evans, 1996). Vì vậy, tác giả không loại bỏ biến nào ra khỏi mô hình, các biến độc lập và các biến kiểm soát sẽ được sửdụng đồng thời trong mô hình hồi quy bội khi xem xét tác động lên biến phụthuộc.
3.3.1.3. Kết quảhồi qui cho mô hình dữliệu gộp
Bảng 3.3 Kết quảhồi qui cho mô hình dữliệu gộp với biến phụthuộc là ROE Biến Hệsố Sai sốchuẩn t statistics Prob
lnBDS .0483444*** .0153944 3.14 0.002 TVDL - .1168407** .0583682 - 2.00 0.047 TVDH - .0452591 .0356018 - 1.27 0.205 SIZE .0208071*** .0077245 2.69 0.008 AST - .6709693** .2592395 - 2.59 0.010 Hệsốcắt - 11.7723** 5.270964 - 2.23 0.027 R2= 0.2136 Sốquan sát = 194 F( 5, 188) = 10.21 Prob > F = 0.0000 *** ,**,*: ý nghĩa ởcác mức 1%, 5%, 10% Nguồn: Kết quảtừphần mềm STATA Kết quảhồi qui cho mô hình dữliệu gộp của các biến độc lập với biến phụ thuộc ROEởBảng 3.3 cho ta những nhận định sau:
- Kiểm định F(Kiểm định Wald) cho phép loại bỏ giả thiết Hocho rằng tất cảcác hệ sốhồi quy bằng 0 (ngoại trừhệsốcắt). Điều này cho thấy tác động đồng thời của 5 biến độc lập (số lượng thành viên HĐQT, tỷ lệ thành viên độc lập, tỷ lệ thành viên điều hành, quy mô của ngân hàng, và tỷlệ TSCĐ/Tổng tài sản) lên biến phụthuộc (ROE) là có ý nghĩa vềmặt thống kêởmức ý nghĩa 1%. Tuy nhiên, R2= 0,2136 là khá nhỏ.
- Xét ở góc độ riêng phần, kết quả cho thấy mối quan hệ tích cực giữa tỷ suất lợi nhuận trên vốn chủsởhữu (ROE) của các NHTMCP VN và số lượng thành viên HĐQT (lnBDS) thông qua hệ số ước lượng dương và cóý nghĩa thống kê tại
mức ý nghĩa 1%. Cụthể, khi số lượng thành viên HĐQT tăng lên 1% thì ROE tăng 0.048% trong điều kiện các yếu tố khác không đổi. Kết quả này trái ngược với lý thuyết đặt ra bởi Lipton và Lorsch (1992) và Jensen (1993) nhưng phù hợp với nghiên cứu của Adam và Mehran (2005) khi nghiên cứu mối quan hệ giữa quy mô HĐQT và hiệu quả (đo lường bằng Tobin’s Q) trong ngành ngân hàng Hoa Kỳ.
- Kết quả cũng cho thấy mối tương quan tiêu cực giữa giữa tỷ suất lợi nhuận trên vốn chủsởhữu của các NHTMCP VN với tỷlệthành viên độc lập thông qua hệsố ước lượng âm và có ý nghĩa thống kê tại mức ý nghĩa 5%. Cụthể, khi tỷ lệ thành viên độc lập tăng lên 1% thì ROE giảm - 0.12% trong điều kiện các yếu tố khác không đổi. Kết quả này trái ngược với lý thuyết của Fama (1980) nhưng phù hợp với nghiên cứu của Dah A. cùng các cộng sự(2009).
- Tuy nhiên, kết quả cho thấy hệ số tương quan âm giữa tỷ suất lợi nhuận trên vốn chủsởhữu của các NHTMCPVN và tỷ lệ thành viên điều hành không đạt mức ý nghĩa thống kê.
- Bên cạnh đó, kết quảcũng cho thấy mối quan hệtích cực giữa quy mô của các NHTMCP (SIZE) với hiệu quả hoạt động thông qua hệsố ước lượng dương và có ý nghĩa thống kê tại mức ý nghĩa 1%. Cụthể, khi quy mô của ngân hàng tăng lên 1% thì ROE tăng 0.021% trong điều kiện các yếu tố khác không đổi. Điều này chứng tỏ các ngân hàng đang sửdụng tốt nguồn vốn trong việc tạo ra lợi nhuận. Từ năm 2010, để đảm bảo an toàn cho hoạt động ngân hàng, Ngân hàng Nhà nước đã quy định về mức vốn điều lệ tối thiểu là 3.000 tỷ đồng, đây là một trong những nguyên nhân chính thúc đẩy việc mởrộng quy mô hoạt động làm gia tăng hiệu quả hoạt động của NHTMCP.
- Từ kết quả trên cũng cho thấy tỷ lệ tài sản cố định/Tổng tài sản cũng có tác động đến hiệu quả hoạt động kinh doanh của các NHTMCP. Với hệ số ước lượng âm và có ý nghĩa thống kê ởmức ý nghĩa 5%, có thể khẳng định được rằng khi tỷ lệ tài sản cố định/Tổng tài sản tăng lên 1% thì ROE giảm 0,67%. Điều này hoàn toàn hợp lý vì khi các ngân hàng gia tăng tỷlệ tài sản cố định/Tổng tài sản sẽ
làm giảm các khoản cho vay cũng như các danh mục đầu tư của ngân hàng, vì vậy sẽlàm cho lợi nhuận giảm.
Bảng 3.4 Kết quảhồi qui cho mô hình dữliệu gộp với biến phụthuộc là ROE có phân tích độmạnh (vce(robust))
Biến Hệsố Sai sốchuẩn t statistics Prob
lnBDS .0483444*** .0149763 3.23 0.001 TVDL - .1168407** .0477785 - 2.45 0.015 TVDH - .0452591 .0430122 - 1.05 0.294