. corr ROA BSIZE EQUITY LOANTA CRISK QOM HHIRD LDR INF GDP
F ĩxe d-efẾeCts Group variable
KẾT LUẬN: VỚI BIẾN PHỤ THUỘC ROA: MƠ HÌNH FEM LÀ TỐI ƯU
4.4.3. Kiểm định các giả thiết của mơ hình
4.4.3.1. Hiện tượng đa cộng tuyến
Hiện tượng đa cộng tuyến trong mơ hình được kiểm định dựa trên hệ số VIF. Theo đĩ, nếu biến độc lập nào cĩ hệ số VIF<10 thì mơ hình khơng xảy ra hiện tượng đa cộng tuyến. Ngược lại, nếu hệ số VIF của biến độc lập nào > 10 thì mơ hình cĩ xảy ra hiện tượng đa cộng tuyến. Theo kết quả kiểm định hiện tượng đa cộng tuyến thơng qua
hệ số VIF cho thấy các biến đều cĩ hệ số VIF < 3. Do đĩ, mơ hình hồi quy khơng xảy ra hiện tượng đa cộng tuyến giữa các biến độc lập.
Bảng 4.6: Kết quả kiểm định đa cộng tuyến
. vif
Variable VIF 1/VIF
BSIZE 3.30 0.303436 EQUITY 2.73 0.366528 LOABTA 2.42 0.413913 LDR 2.34 0.426534 INF 2.01 0.498456 QO M 1.86 0.538492 GDP 1.56 0.640664 CRISK 1.30 0.771509 HHIRD 1.29 0.773606 Mean VIF 2.09
Nguồn: Truy xuất phần mềm Stata
4.4.3.2. Hiện tượng phương sai thay đổi
Thơng thường, mơ hình hồi quy tuyến tính Fj t = a + pXít+ u1t được nghiên cứu với giả thiết các sai số ngẫu nhiên u tcĩ phương sai khơng đổi. Khi giả thiết này bị vi phạm chứng tỏ mơ hình cĩ hiện tượng phương sai của phần dư (sai số) u tthay đổi, cĩ thể dẫn đến các kiểm định khơng cịn đáng tin cậy hoặc kiểm định mất ý nghĩa.
Phát hiện phương sai thay đổi trên dữ liệu bảng:
Đặt giả thiết: Ho: Phương sai khơng thay đổi H1: Phương sai thay đổi
Sử dụng kiểm định Wald để kiểm định phương sai của phần dư thay đổi trong mơ hình FEM.
Bảng 4.7: Kết quả kiểm định Wald . xttest3
Modified Wald test for (jroupwise aeterosJcedastlclty in fixed effect regression model
HO: sigma(1)*2 = slgmaA2 for all i
CỈ112 (23) = 957.37
Frofc::>chi2 = □.□□□□
Nguồn: Truy xuất phần mềm Stata
Ta thấy, với mức ý nghĩa a = 5% => Prob>chi2 = 0.0000 < a => Cĩ hiện tượng phương sai thay đổi
(heteroscedasticity).
4.4.3.3. Kiểm định tự tương quan
Trong mơ hình hồi qui tuyến tính cổ điển, ta giả định rằng khơng cĩ tương quan giữa các sai số ngẫu nhiên u, nghĩa là: cov(ui,Uj ) = 0. Nĩi một cách khác, mơ hình cổ điển giả định rằng sai số ứng với quan sát nào đĩ khơng bị ảnh hưởng bởi sai số ứng với một quan sát khác.Tuy nhiên trong thực tế cĩ thể xảy ra hiện tượng mà sai số của các quan sát lại phụ thuộc nhau, nghĩa là: cov(ui,Uj ) Ạ 0, khi đĩ xảy ra hiện tượng tự tương quan. Để phát hiện hiện tượng tự tương quan, ta sử dụng kiểm định Wooldridge. Kiểm định đề xuất với giả thiết:
Ho: khơng cĩ tự tương quan bậc 1 H1: cĩ tự tương quan bậc 1
Bảng 4.8: Kết quả kiểm định Wooldridge
. xtserial ROA ESIZE EQUITY LOANTA CRISK QOM EEIRD LDR INF GDP
Wooldridge test for autocorrelation in panel data HO: no first order autocorrelation
F( 1, 22} = 132.808
Prob > F = 0.0000
Nguồn: Truy xuất phần mềm Stata
Ta thấy, với mức ý nghĩa a = 5% => Prob>chi2 = 0.0000 < a => Cĩ tự tương quan bậc 1
4.4.4. Khắc phục các khuyết tật của mơ hình
Trong luận văn này, tác giả sử dụng phương pháp bình phương nhỏ nhất tổng quát (General Least Square - GLS) để khắc phục các khuyết tật tự tương quan và phương sai thay đổi của mơ hình FEM.
Bảng 4.9: Kết quả mơ hình hồi quy ROA sau khi khắc phục VARIABLES (1) GLS BSIZE 0.00339*** (0.000548) EQUITY 0.0641*** (0.00921) LOANTA -0.00465 (0.00298) CRISK -0.0715*** (0.0182) QOM -0.0135*** (0.00165) HHIRD 0.00395*** (0.000948) LDR 0.00638*** (0.00169) [NE 0.0242*** (0.00504) GDP 0.00728 (0.0355) Constant -0.103*** (0.0174) Observations 230 Number of NH 23
Standard errors in parentheses *** p<0.01, ** p<0.05, * p<0/
Nguồn: Truy xuất phần mềm Stata
Vậy kết quả mơ hình nghiên cứu cĩ phương trình như sau:
ROAit= -0.103 + 0.00 3 39 (BsI z Eit) + 0.0641 (EQU I TYit) - 0.0 7 1 5 (CR I sKit) - 0.0 1 3 5 (QO M it) + 0.00395 ( H H I RD it) + 0.0063 8 (LD Rit) + 0.0242 (I N Fit) + uit
4.4.5. Thảo luận ảnh hưởng của các yếu tố đến ROA
• Yếu tố Quy mơ ngân hàng (BSIZE): Quy mơ ngân hàng được tính bằng logarit tự nhiên của tổng tài sản. Hệ số hồi quy theo GLS của biến độc lập BSIZE tại bảng 4.9 là 0.00339 cho thấy quy mơ ngân hàng cĩ mối tương quan dương với ROA và cĩ ý nghĩa thống kê tại mức ý nghĩa l%. Mối quan hệ giữa quy mơ ngân hàng và lợi nhuận cho thấy khi quy mơ tăng lên 1% thì lợi nhuận của ngân hàng sẽ tăng lên 0.339%. Mối tương quan dương cho thấy các NHTM ở Việt Nam ngày càng mở rộng, gia tăng lượng tài sản, phát triển về quy mơ thì tỷ số lợi nhuận trên càng tăng. Kết quả nghiên cứu này ủng hộ kỳ vọng mà đề tài đã đặt ra và đã cung cấp thêm
bằng chứng thực nghiệm nhằm khẳng định vững chắc hơn cơ sở lý thuyết về ảnh hưởng của quy mơ ngân hàng đến lợi nhuận của 23 NHTM đang niêm yết trên thị trường chứng khốn Việt Nam cũng như ủng hộ kết quả nghiên cứu của Ong Tze San & The Boon Heng (2013) ở Malaysia. Kết quả ảnh hưởng cùng chiều của quy mơ ngân hàng đến lợi nhuận hàm ý rằng các NHTM đang niêm yết trên TTCK Việt Nam càng mở rộng quy mơ hoạt động gia tăng tài sản, phát triển mạng lưới thì lợi nhuận càng tăng. Điều này cĩ thể giải thích là nhờ vào sức mạnh thị trường, các NHTM lớn hơn sẽ trả chi phí đầu vào thấp hơn và một lý do khác là lợi thế kinh tế theo quy mơ thơng qua việc phân bổ chi phí cố định trên một số lượng giao dịch lớn, chi phí tính trên mỗi đơn vị đầu ra giảm. Trên thực tế, ở Việt Nam các ngân hàng cĩ lợi thế quy mơ lớn như BIDV, Vietcombank, Viettinbank, Á Châu, Sacombank cĩ khả năng thu hút được nguồn vốn huy động từ tập đồn, tổng cơng ty nhà nước với số tiền lớn, mức lãi suất thấp, chi phí đầu vào thấp đã tạo thành lợi thế kinh tế theo quy mơ gia tăng lợi nhuận cho ngân hàng. Bên cạnh đĩ, đây là những ngân hàng cĩ hình ảnh, uy tín tốt trong mắt khách hàng, đảm bảo an tồn vốn tốt hơn do đĩ tạo được niềm tin gửi tiền của nhân dân nên các NHTM này cĩ thể huy động được nguồn vốn ở mức lãi suất thấp.
• Yếu tố Quy mơ vốn chủ sở hữu (EQUITY): Phù hợp với kỳ vọng ban đầu, kết quả hồi quy cho thấy biến tỷ lệ vốn chủ sở hữu trên tổng nguồn vốn cĩ tương quan thuận với lợi nhuận. Điều này đồng nghĩa với việc các ngân hàng nắm giữ nhiều vốn sẽ càng cĩ lợi nhuận cao. Kết quả này trùng với một số nghiên cứu tiến hành trước đĩ về các nền kinh tế mới nổi khác khi tìm thấy một tỷ lệ nắm giữ vốn cao đồng nghĩa với khả năng sinh lời lớn như của Athanasoglou và cộng sự (2008) và Pasiouras và Kosmidou (2007). Bourke (1989) cũng cho rằng tỷ lệ nắm giữ vốn chủ sở hữu cĩ mối tương quan dương với khả năng sinh lời, bởi các ngân hàng với số vốn chủ sở hữu lớn hơn cĩ thể dễ dàng tiếp cận nguồn vốn rẻ và ít rủi ro hơn. Các nghiên cứu khác cịn nhấn mạnh tại các nước đang phát triển, lượng vốn nắm giữ của ngân hàng là một quan tâm lớn của người gửi tiền, qua đĩ các ngân hàng nắm giữ nhiều vốn sẽ cĩ nhiều lượng tiền gửi rẻ và ổn định hơn, tác động tích cực lên lợi nhuận. Khi ngân hàng gia tăng tỷ lệ vốn chủ sở hữu thì ngân hàng tăng được nguồn vốn để cho vay mà khơng phải trả lãi suất nên ngân hàng tiết kiệm được phần chi phí lãi suất tiền
gửi và gia tăng doanh thu dẫn dễn lợi nhuận trên 1 đồng tài sản của ngân hàng tăng.
• Yếu tố Rủi ro tín dụng (CRISK): Rủi ro tín dụng được đo lường bằng tỷ lệ nợ xấu trên tổng dư nợ, tác động của nợ xấu lên lợi nhuận của các ngân hàng được tìm thấy âm và cĩ ý nghĩa trong hồi quy với ROA ở mức ý nghĩa 1%. Với hệ số hồi quy
-0.0715, điền này cĩ nghĩa nếu tổng dư nợ xấu (các khoản nợ được phân loại nhĩm 3, 4, 5) tăng/giảm 1% và các yếu tố khác khơng đổi thì lợi nhuận giảm/tăng tương ứng 7.15%. Kết quả hồi quy này ủng hộ kỳ vọng mà đề tài đã đặt ra và gĩp phần
cung cấp thêm bằng chứng thực nghiệm cho nghiên cứu của Trujillo-Ponce (2011),
Athenasoglou và cộng sự (2008). Kết quả này cũng cĩ thể dễ dàng giải thích khi mà càng nhiều nợ xấu thì ngân hàng càng buộc phải trích lập nhiều dự phịng rủi ro hơn và càng làm giảm lợi nhuận. Nghiên cứu của Havrylchyk (2006) chỉ ra rằng tỷ lệ nợ xấu tăng làm tăng các khoản chi phí liên quan đến thu hồi và xử lý nợ xấu tăng từ đĩ dẫn đến giảm lợi nhuận của NHTM. Lý giải cho sự tác động tiêu cực của nợ xấu đến khả năng sinh lợi của NHTM là do hoạt động chính của NHTM ở Việt Nam là cho vay đồng nghĩa với việc ngân hàng phải đối mặt với nhiều ro. Khi khách hàng nợ quá hạn dẫn đến việc phát sinh trích lập chi phí dự phịng cho vay, đồng thời khoản nợ quá hạn từ nhĩm 3 chuyền qua nhĩm 4 và 5. Khi khách hàng khơng cịn khả năng chi trả nợ gốc cộng thêm khoản tiền lãi quá hạn dẫn đến việc ngân hàng phải tiến hành thanh lý tài sản thế chấp. Các tài sản thế chấp thường cĩ tính thanh khoản thấp nên làm giảm khả năng sinh lợi. Khi tỷ lệ nợ xấu lên cao, nhiều khả năng ngân hàng đang cĩ nhiều khoản cho vay khơng thu hồi vốn được nên buộc phải huy động vốn với lãi suất cao để đảm bảo cho các nhu cầu vốn cho hoạt động thường xuyên của ngân hàng. Một thực tế là các ngân hàng cĩ vị thế thấp thường phải huy động vốn ở mức lãi suất cao, nhiều khi các ngân hàng này cịn phải huy động vốn thơng qua thị trường liên ngân hàng, với mức lãi suất lớn hơn mức lãi suất huy động trong dân cư rất nhiều để đảm bảo đủ nguồn vốn cho vay và thanh tốn cho các khách hàng rút tiền. Do đĩ, xử lý tốt nợ xấu và nâng cao chất lượng tín dụng là một vấn đề đặt ra cho các NHTM phải từng bước xử lý nợ xấu một cách bền vững, hạn chế nợ xấu gia tăng nhằm khơi thơng dịng vốn, bảo đảm an tồn hoạt động ngân hàng, thúc đẩy tăng trưởng tín dụng và lợi nhuận của ngân hàng.
• Yếu tố hiệu quả quản lý chi phí (QOM): Hệ số hồi quy GLS của biến độc lập QOM tại bảng 4.9 là -0.0135 cho thấy tỷ lệ chi phí hoạt động trên tổng thu nhập hoạt động
giải thích ngược chiều cho biến phụ thuộc ROA. Điều này cho thấy nếu các ngân
hàng cĩ chiến lược quản trị chi phí tốt sẽ gĩp phần đáng kể vào việc nâng cao lợi nhuận làm tăng khả năng sinh lời của NHTM. Với kết quả tương tự, Athenasoglou và cộng sự (2008) cũng nhấn mạnh vai trị quan trọng của chất lượng quản lý chi phí đến lợi nhuận. Chất lượng quản lý cĩ quan hệ tỷ lệ nghịch với tỷ lệ thu nhập. Điều này chứng tỏ khi các yếu tố khác khơng đổi, ngân hàng cĩ chất lượng quản lý càng cao thì duy trì tỷ lệ thu nhập càng thấp. Kết quả này cũng tương tự như trong nghiên cứu của Angbazo (1997) và Williams (2007). Quản trị chi phí là một cơng việc quan trọng, thể hiện tài năng của đội ngũ quản lý ngân hàng. Nếu các ngân hàng quản lý chi phí tốt thì nhiều khả năng ngân hàng đĩ sẽ quản lý tốt các hoạt động khác, kể cả các chính sách mang lại hiệu quả cho hoạt động tín dụng. Hiệu quả quản lý chi phí thể hiện khả năng ngân hàng cĩ thể tiết giảm các mức chi phí hoạt động đến mức tối thiểu mà vẫn đảm bảo hay tăng được mức doanh thu. Một ngân hàng được tổ chức tốt với các hệ thống kiểm sốt đánh giá chất lượng, quản lý việc sử dụng tài sản.. .sẽ cĩ khả năng quản trị chi phí hoạt động tốt hơn. Chỉ tiêu này thể hiện mối tương quan giữa chi phí và thu nhập, thơng qua đĩ, các nhà đầu tư cĩ được cái nhìn tổng quát hơn về khả năng sinh lợi trong hoạt động kinh doanh của ngân hàng. Tỷ lệ chi phí hoạt động trên thu nhập hoạt động càng nhỏ càng tốt vì khi đĩ cần ít chi phí hơn để tạo ra cùng một mức thu nhập hay nĩi cách khác ngân hàng thu được nhiều lợi nhuận hơn, từ đĩ tỷ suất sinh lời cao hơn.
• Yếu tố đa dạng hĩa thu nhập: Tác động đến ROA với hệ số hồi quy là 0.00395. Điều này cho thấy các ngân hàng cĩ chiến lược đa dạng hĩa tốt sẽ gĩp phần đáng kể vào việc nâng cao lợi nhuận của NHTM. Các lý thuyết về trung gian tài chính hàm ý rằng, việc gia tăng lợi nhuận theo quy mơ cĩ liên quan đến đa dạng hĩa nguồn thu nhập. Các ngân hàng nếu cung cấp nhiều loại sản phẩm và dịch vụ hơn sẽ tạo ra nhiều nhu cầu hơn và sẽ kiếm được nhiều thu nhập hơn. Baele và cộng sự (2007) cho rằng, thơng qua việc đa dạng hĩa hoạt động, các ngân hàng cĩ thể thu thập được nhiều thơng tin hơn nên tạo điều kiện để bán chéo sản
phẩm và phát triển các hoạt động khác hơn.
• Yếu tố tỷ lệ cho vay trên tổng vốn huy động (LDR): Hệ số hồi quy theo GLS của biến độc lập LDR tại bảng 4.9 là 0.00638 cho thấy tỷ lệ cho vay trên tổng vốn huy động cĩ ảnh hưởng cùng chiều đến lợi nhuận của các NHTMCP Việt Nam. Điều này cĩ nghĩa nếu tỷ lệ cho vay trên tổng vốn huy động tăng (giảm) 1% và các yếu tố khác khơng đổi thì lợi nhuận thể hiện qua tỷ lệ tăng (giảm) tương ứng 0.00638%. Kết quả này ủng hộ kỳ vọng mà đề tài đã đặt ra và đã cung cấp thêm bằng chứng thực nghiệm nhằm khẳng định vững chắc hơn cho cơ sở lý thuyết về ảnh hưởng của tỷ lệ cho vay trên tổng vốn huy động đến lợi nhuận của 23 NHTMCP Việt Nam, cũng như ủng hộ kết luận từ nghiên cứu trước của Hồ Thị Lam (2017). Thực tế trong hoạt động, các NHTM phải tuân thủ tỷ lệ cho vay trên tổng vốn huy động khơng vượt quá 90% (đối với NHTM Nhà nước) và khơng quá 80% (đối với NHTM cổ phần) theo thơng tư 36/2014/TT-NHNN ngày 10/08/2018. Do đĩ, các NHTM tăng trưởng tín dụng trong phạm vi cho phép theo quy định của NHNN thì sẽ gĩp phần gia tăng thu nhập từ lãi cho vay, do đĩ làm tăng tương ứng lợi nhuận của NHTM.
• Yếu tố lạm phát: Cĩ ý nghĩa thống kê ở mức 1% đối với mơ hình ROA và đúng với kỳ vọng, tỷ lệ lạm phát cĩ tác động ngược chiều đến lợi nhuận ngân hàng. Nguyên nhân chủ yếu là do tỷ lệ lạm phát cao lãi suất sẽ được điều chỉnh lên cao và do đĩ thu nhập sẽ tăng theo. Tuy nhiên, bên cạnh lãi suất cho vay tăng cao thì chi phí huy động và các chi phí hoạt động khác cũng sẽ tăng. Vì vậy, các ngân hàng cần cẩn trọng trong giai đoạn kinh tế cĩ tỷ lệ lạm phát cao, kiểm sốt tốt chi phí để gia tăng thu nhập.
—
KẾT LUẬN CHƯƠNG 4
Chương 4 tiến hành nghiên cứu thực nghiệm nhằm phân tích các yếu tố tác động đến ROA. Luận văn đã thực hiện thống kê mơ tả các biến trong mơ hình nghiên cứu theo các tiêu chí giá trị trung bình, giá trị lớn nhất, giá trị nhỏ nhất, độ lệch chuẩn và số quan sát. Ngồi ra, lấy mức trung bình mẫu nghiên cứu của ROA làm tiêu chuẩn so sánh, đề tài đã làm rõ hơn thực trạng lợi nhuận của các NHTM niêm yết tại Việt
Nam theo từng NHTM và theo từng năm.
Luận văn phân tích mối tương quan của các biến thơng qua phân tích tự tương quan cũng như thực hiện các kiểm định cần thiết của mơ hình. Kết quả hồi quy cho thấy trong điều kiện các nhân tố khác khơng đổi, nghiên cứu chưa tìm ra được bằng chứng về quy mơ cho vay và tăng trưởng kinh tế ảnh hưởng đến lợi nhuận.
Bên cạnh đĩ thì các NHTM Việt Nam cũng cần lưu ý đặc biệt đến tình trạng nợ