4.2.1. Kết quả hoạt động kinh doanh
Từ sau cuộc khủng hoảng tài chính Châu Á năm 1997, IVB đã mở rộng phát triển hướng đến tất cả các thành phần kinh tế trong cả nước, trong đó đã bắt đầu phát triển quan hệ với một số doanh nghiệp nhà nước, các doanh nghiệp vừa và nhỏ thuộc thành phần kinh tế tư nhân và kể cả nhóm khách hàng cá nhân, từng bước phát triển và khẳng định được vị thế cạnh tranh trên thị trường. Trãi qua thời gian hoạt động gần 20 năm, IVB đã tích lũy được nhiều kinh nghiệm tại thị trường Việt Nam, các hoạt động của IVB tập trung vào hoạt động cho vay. Nguồn nhân lực chất lượng cao và giàu kinh nghiệm, kết hợp lợi thế về chi phí vốn thấp, IVB xem hoạt động cho vay là thế mạnh và sở trường của mình.
Bảng 4. 1: Kết quả hoạt động kinh doanh của IVB năm 2017 - 2018
ĐVT: tỷ VND quy đổi (theo BCTC công bố tại Website của IVB)
STT Chỉ tiêu Năm 2017 Năm 2018
1 Thu nhập lãi và các khoản thu tương tự 2332,974 2857,837 2 Chi phí lãi và các chi phí tương tự -1051,408 -1461,157
I Thu nhập lãi thuần 1281,566 1396,68
1 Thu nhập từ hoạt động dịch vụ 71,565 79,687 2 Chi phí họat động dịch vụ -37,632 -38,906
II Lãi/ lỗ họat động dịch vụ 33,933 40,781
III Lãi/lỗ hoạt động kinh doanh ngoại hối -61,743 -60,643 IV Lãi lỗ từ mua bán chứng khoán kinh doanh 143,874 229,839
STT Chỉ tiêu Năm 2017 Năm 2018
V Lãi/ lỗ thuần từ hoạt động mua bán chứng khoán
đầu tư 99,41 -194,051
1 Thu nhập từ họat động khác 42,548 28,685 2 Chi phí họat động khác -0,38 -0,183
VI Lãi /lỗ thuần từ họat động khác 42,168 28,502 VII Chi phí hoạt động -460,33 -496,032
VIII Lợi nhuận thuần từ hoạt động kinh doanh
trước chi phí dự phòng rủi ro tín dụng 1078,878 945,076
IX Chi phí dự phòng rủi ro tín dụng -414,931 -125,117
X Lợi nhuận trước thuế 663,947 819,959
XI Chi phí thuế TNDN hiện hành -157,412 -166,069 XII Thu nhập thuế TNDN hoãn lại 24,141 3,678
XIII Lợi nhuận sau thuế 530,676 657,568
Nguồn: BCTC Indovina, 2017 – 2018
Bảng 4.1 cho thấy tình hình kinh doanh của IVB trong năm 2017 và năm 2018. Qua bảng hoạt động kinh doanh, tác giả nhận thấy lãi thuần của ngân hàng tăng 9% đạt 1.396 tỷ, hoạt động dịch vụ tăng 20% so với năm trước với lợi nhuận hơn 40,7 tỷ, hoạt động chứng khoán kinh doanh tăng gần 60% đạt 230 tỷ đồng. Tuy nhiên hoạt động kinh doanh ngoại hối lại lỗ 60 tỷ đồng – tương đương mức lỗ của năm 2017 còn hoạt động mua bán chứng khoán đầu tư lỗ hơn 194 tỷ đồng trong khi năm trước đó có lãi 99 tỷ đồng. Kết quả, tổng thu nhập từ hoạt động kinh doanh của ngân hàng năm qua đạt 945 tỷ đồng, thấp hơn 12,3% so với năm trước, song nhờ trích lập dự phòng rủi ro giảm mạnh tới 70% nên lợi nhuận của ngân hàng vẫn tăng cao, đạt 820 tỷ đồng, so với 664 tỷ ghi nhận của năm 2017.
Bảng 4. 2: ROA và ROE của IVB năm 2015 - 2018
ĐVT: tỷ VND quy đổi (theo BCTC công bố tại Website của IVB
Chỉ tiêu Năm 2015 Năm 2016 Năm 2017 Năm 2018
Lợi nhuận sau thuế 152,470 411,054 530,676 657,568 Tổng tài sản 27.187,132 37.923,222 40.348,389 48.837,858
Chỉ tiêu Năm 2015 Năm 2016 Năm 2017 Năm 2018
Vốn chủ sở hữu 4.849,261 5.181,811 5.417,011 5.812,904
ROA 0,56% 1,08% 1,32% 1,35%
ROE 3,14% 7,93% 9,80% 11,31%
Nguồn: BCTC Indovina, 2017 – 2018
Bảng 4.2 thể hiện lợi nhuận ròng trên tổng tài sản (ROA) và lợi nhuận ròng trên VCSH (ROE) của IVB qua các năm. Nhìn chung ROA và ROE của IVB tăng từ năm 2015 đến năm 2018, do đó có thể thấy được hiệu quả hoạt động kinh doanh của ngân hàng luôn hiệu quả và có xu hướng gia tăng bởi sự tăng lên của lợi nhuận sau thuế. Đây cũng là biến phụ thuộc mà tác giả sẽ phân tích trong mô hình nghiên cứu.
Hình 4. 1: ROA và ROE của IVB năm 2015 - năm 2018
Nguồn: BCTC Indovina, 2015 – 2018
4.2.2. Tình hình huy động vốn và cho vay
Năm 2018, nền kinh tế Việt Nam đánh dấu nấc phát triển mới với mức tăng GDP kỷ lục trong vòng 11 năm qua 7,08%, đồng thời ghi nhận sự khởi sắc trên cả ba khu vực sản xuất, cung và cầu. Tốc độ tăng năng suất lao động tiếp tục được cải thiện, đóng góp của năng suất các nhân tố tổng hợp vào tăng trưởng GDP đạt 43,50%, bình
quân 3 năm 2016 – 2018 đạt 43,29% – cao hơn nhiều so với mức bình quân 33,58% của giai đoạn 2011 – 2015. Mặt bằng lãi suất của TCTD năm 2018 ổn định với lãi suất cho vay khoảng 6-9%/năm với ngắn hạn, 9-11%/năm với trung và dài hạn. NHNN điều hành tăng trưởng phù hợp cân đối vĩ mô, đáp ứng vốn của nền kinh tế, tập trung tín dụng vào sản xuất kinh doanh, tín dụng với các lĩnh vực rủi ro được kiểm soát chặt chẽ. Tín dụng tăng 14% so với năm 2017. Ngân hàng Indovina đã đạt được những kết quả trong hoạt động huy động vốn và tín dụng đáng kể, trong năm 2018 so với những năm trước đây.
Bảng 4. 3: Hoạt động huy động vốn của IVB năm 2015 - 2018
ĐVT: tỷ VND quy đổi (theo BCTC công bố tại Website của IVB
Chỉ tiêu Năm 2015 Năm 2016 Năm 2017 Năm 2018
Huy động vốn 18.961,124 22.159,220 26.616,254 29.455,232 Dư nợ cho vay 14.097,779 18.576,447 21.907,672 27.123,422 Tăng trưởng huy động vốn 16,87% 20,11% 10,67% Tăng trưởng cho vay 31,77% 17,93% 23,81%
LDR 74,35% 83,83% 82,31% 92,08%
Nguồn: BCTC Indovina, 2015 – 2018
Hoạt động huy động vốn và cho vay đối với khách hàng tại IVB đều có xu hướng tăng lên cả về số tuyệt đối, nhưng sự tăng trưởng có sự biến động không đồng đều và số tương đối. Cụ thể, hoạt động huy động vốn tăng từ năm 2016 lên 20,11% trong năm 2017; nhưng sau đó, tốc độ tăng giảm xuống chỉ còn 10,67% trong năm 2018. Trong đó, tốc độ tăng trưởng của hoạt động cho vay tại IVB cũng giảm từ 31,77% năm 2016 xuống còn 23,81% năm 2018. Đến hết năm 2018, ngân hàng đạt tổng tài sản 48.837 tỷ đồng, tăng 21% so với năm 2017. Tổng dư nợ cho vay khách hàng tăng 23,8% đạt 27.123 tỷ, huy động vốn khách hàng tăng 10,7% đạt 29.455 tỷ đồng. Cũng như các ngân hàng liên doanh và nước ngoài khác, chất lượng tín dụng của Indovina được kiểm soát rất tốt. Tới hết 31/12/2018, nợ xấu của ngân hàng này chỉ ở mức 275 tỷ đồng, chiếm 0,8% trên tổng dư nợ cho vay khách hàng, giảm hơn
một nửa so với tỷ lệ 1,7% ghi nhận cuối năm 2017. Trong đó nợ nhóm 4 và nợ nhóm 5 sụt giảm mạnh lần lượt 47% và 40% so với năm trước.
4.3.Kết quả mô hình hồi quy 4.3.1. Kết quả hồi quy 4.3.1. Kết quả hồi quy
Như đã biện luận ở chương 2, hiệu quả hoạt động kinh doanh được đo lường bằng ROA và ROE, nên tác giả đã xây dựng hai mô hình riêng biệt. Mô hình 1 biến phụ thuộc là ROA và mô hình 2 biến phụ thuộc là ROE. Trước hết, tác giả phân tích mô hình thứ nhất.
Bảng 4. 4: Bảng kiểm định tính dừng của của chuỗi thời gian
Biến số Gốc ADF Sai phân bậc 1 Gốc Phillips-Perron Sai phân bậc 1
ROA -3.816069 (0.0275) ** -6.946626 (0.0000) -3.685733 (0.0000)*** -11.16616 (0.0368) ** ROE -2.728346 (0.2321) -5.310890 (0.0007) *** -2.728346 (0.2321) -6.217493 (0.0001)*** GDP -3.553588 (0.0620)* -7.581531 (0.0001)*** -3.530902 (0.0645)* -10.90793 (0.0000) *** INF -2.421581 (0.3628) -5.584654 (0.0003)*** -3.746072 (0.0439)** -5.584654 (0.0003)*** NPLR -4.038097 (0.0170) ** -5.258004 (0.0009) *** -2.878212 (0.1901) -6.788853 (0.0000) *** LOANGR -4.294231 (0.0090)** -6.169295 (0.0001) *** -4.462292 (0.0058) ** -16.11942 (0.0000) *** LDR -3.941188 (0.0206) ** -7.077833 (0.0000) *** -3.643164 (0.0404)* -10.77758 (0.0000) *** CIR -3.829475 (0.0266)** -6.319841 (0.0000) *** -3.790985 (0.0291)* -24.39819 (0.0000) ***
Nguồn: kết quả từ Eviews
Ghi chú: Giá trị trong ngoặc đơn ( ) là p-value.
Trên nền tảng đặt giả thuyết H0: chuỗi biến nghiên cứu có nghiệm đơn vị (không dừng) và H1: chuỗi biến nghiên cứu không có nghiệm đơn vị (dừng). p-value < α với mức ý nghĩa α=5% hoặc α=10% hoặc α=1%. Khi xem xét đặc điểm của chuỗi dữ liệu chuỗi thời gian, sử dùng kiểm định nghiệm đơn vị ADF và Phillips-Perron (1988). Đối với kiểm định tính dừng ADF, tác giả nhận thấy các biến đều dừng ở bậc gốc, trừ biến ROE và INF là hai biến dừng ở sai phân bậc 1~ I(1). Đối với Phillips-Perron, ROE và NPLR dừng ở sai phân bậc 1~ I(1), trong khi tất cả các biến còn lại đều dừng ở bậc gốc.
4.3.1.1. Mô hình hồi quy 1
Bảng 4. 5: Thống kê mô tả
ROA NPLR LOANGR LDR INF GDP CIR
Mean 0,017543 0,059415 0,326211 0,762570 0,063683 0,062327 46,70647 Maximum 0,035030 0,086000 1,039700 0,932080 0,186760 0,070760 70,83300 Minimum 0,00119 0,008600 0,084000 0,501730 0,008790 0,052470 29,54000 Std. Dev. 0,006047 0,014675 0,216751 0,127243 0,049928 0,005829 12,09416
Observations 36 36 36 36 36 36 36
Nguồn: kết quả từ Eviews
Bảng 4.5 trình bày thống kê mô tả các biến trong mô hình. Lợi nhuận ròng trên tổng tài sản có giá trị trung bình là 0,017543; giá trị nhỏ nhất là 0,00119 và giá trị lớn nhất là 0,03503. Đối với biến tỷ lệ nợ xấu, giá trị trung bình, giá trị nhỏ nhất và lớn nhất lần lượt là 0,059415; 0,0086 và 0,086. Giá trị trung bình của biến tăng trưởng tín dụng, tỷ lệ thanh khoản, tỷ lệ chi phí trên thu nhập, tốc độ tăng trưởng GDP và tỷ lệ lạm phát là 0.326211; 0,76257; 46,70647; 0,062327 và 0,063683 một cách tương ứng.
Bảng 4. 6: Ma trận hệ số tương quan mô hình 1
Covariance Analysis: Ordinary Sample: 1 36
Correlation ROA NPLR LOANGR LDR INF GDP CIR ROA 1 NPLR 0,0021 1 LOANGR 0,0694 0,0818 1 LDR -0,4169 -0,1491 -0,0402 1 INF 0,5516 0,0311 0,0378 -0,7569 1 GDP -0,1849 -0,1738 -0,2208 0,5010 -0,3396 1 CIR -0,1149 0,0898 -0,1757 -0,4619 0,4156 -0,0308 1
Nguồn: kết quả từ Eviews
Sự tương quan giữa các biến được thể hiện ở Bảng 4.6. Theo đó, những hệ số tương quan nào lớn hơn 0,8 sẽ bị loại bỏ khỏi mô hình. Tuy nhiên trong ma trận hệ số tương quan không có hệ số nào vi phạm điều kiện nên mô hình không có hiện tượng đa cộng tuyến. Ngoài ra, để đảm bảo mô hình không tồn tại hiện tượng đa cộng tuyến, tác giả thực hiện kiểm định thông qua hệ số VIF.
Bảng 4. 7: Bảng hệ số VIF
Model Collinearity Statistics
B Tolerance VIF 1 (Constant) 0,024 NPLR 0,006 0,941 1,062 LDR -0,011 0,317 3,156 CIR 0,000 0,699 1,430 Loangr 0,000 0,911 1,097 GDP 0,129 0,664 1,507 INF 0,075 0,413 2,422
a. Dependent Variable: ROA
Nguồn: Tính toán của tác giả
Các hệ số VIF ở Bảng 4.7 đều nhỏ hơn 10, nên mô hình không tồn tại hiện tượng đa cộng tuyến. Tiếp theo, tác giả thực hiện kiểm định về hiện tượng tự tương quan và hiện tượng phương sai thay đổi.
Bảng 4. 8: Kiểm định hiện tượng tự tương quan mô hình 1
Nguồn: kết quả từ Eviews
Giá trị p-values trong bảng 4.8 (Kiểm định hiện tượng tự tương quan) = 0,6082 > 0,05 nên không có đủ bằng chứng để bác bỏ giả thuyết H0 (H0: Không có tương quan chuỗi). Điều này có nghĩa, mô hình không có hiện tượng tự tương quan.
Bảng 4. 9: Kiểm định hiện tượng phương sai thay đổi mô hình 1
Heteroskedasticity Test: White
F-statistic 0.493717 Prob. F(27,8) 0.9184 Obs*R-squared 22.49812 Prob. Chi-Square(27) 0.7117
Scaled explained SS 25.90554 Prob. Chi-Square(27) 0.5238
Nguồn: kết quả từ Eviews
Kết quả bảng 4.9 thể hiện kết quả kiểm định hiện tượng phương sai thay đổi. Giá trị p-values trong kiểm định này là 0,7117 lớn hơn 0,05 nên giả thuyết H0 (Phương sai không đổi) không thể bác bỏ. Vì vậy hiện tượng phương sai thay đổi không tồn tại trong mô hình nghiên cứu.
Bảng 4. 10: Mô hình hồi quy 1
Dependent Variable: ROA Method: Least Squares Date: 08/09/19 Time: 01:02 Sample: 1 36
Included observations: 36
Variable Coefficient Std. Error t-Statistic Prob.
C 0,0242 0,0134 1,8035 0,0817 NPLR -0,0061 0,0575 0,1060 0,0013
LOANGR -0,0006 0,0040 -0,1511 0,8810 Breusch-Godfrey Serial Correlation LM Test:
F-statistic 0,384 Prob. F(2,27) 0,6851 Obs*R-squared 0,994 Prob. Chi-Square(2) 0,6082
LDR -0,0110 0,0114 -0,9621 0,3439 INF 0,0749 0,0255 2,9351 0,0065
GDP 0,1287 0,1723 0,7466 0,0061
CIR -0,0002 0,0001 -2,9651 0,0060
R-squared 0,4683 Mean dependent var 0,0175 Adjusted R-squared 0,3583 S.D. dependent var 0,0060 F-statistic 4,2570 Durbin-Watson stat 1,7428 Prob(F-statistic) 0,0034
Nguồn: kết quả từ Eviews
Kết quả hồi quy cho thấy mô hình 1 có tất cả 4 biến mang ý nghĩa thống kê ở mức 5%. Các biến đó bao gồm tỷ lệ nợ xấu, tỷ lệ chi phí trên thu nhập, tăng trưởng GDP và tỷ lệ lạm phát. Mô hình 1 có R2 là 46,83%, nghĩa là mô hình 1 hợp với dữ liệu ở mức 46,83%. Nói cách khác, 46,83% biến thiên của biến phụ thuộc được giải thích bởi các biến độc lập.
Bảng 4. 11: Kiểm định sai dạng hàm (Kiểm định RESET của Ramsey)
Ramsey RESET Test Equation: UNTITLED
Specification: ROA C NPLR LOANGR LDR INF GDP CIR Omitted Variables: Squares of fitted values
Value df Probability t-statistic 1,523 28 0,1390
F-statistic 2,319 (1, 28) 0,1390 Likelihood ratio 2,865 1 0,0905
Nguồn: kết quả từ Eviews
Từ kết quả bảng 4.11, giá trị p-value (number of fitted terms = 1) là 0,1390. Giá trị này lớn hơn 0.05, nên giả thuyết H0: mô hình ước lượng không chệch và tương thích không có bằng chứng để bác bỏ. Do đó mô hình ước lượng không chệch, tương thích (Unbiased and adequate). Và mô hình không xảy ra khuyết tật sai dạng hàm.
Tính ổn định của mô hình được thực hiện thông qua kiểm định CUSUM Test và RAMSEY RESET Test:
Hình 4. 2: Kiểm định tính ổn định của mô hình
Nguồn: Kết quả từ eviews
Kiểm định CUSUM Test và CUSUM of Squared cho thấy tính ổn định của mô hình được đảm bảo trong giới hạn trên và giới hạn dưới với mức ý nghĩa 5%.
-16 -12 -8 -4 0 4 8 12 16 10 12 14 16 18 20 22 24 26 28 30 32 34 36 CUSUM 5% Significance -0.4 -0.2 0.0 0.2 0.4 0.6 0.8 1.0 1.2 1.4 10 12 14 16 18 20 22 24 26 28 30 32 34 36 CUSUM of Squares 5% Significance
Bảng 4. 12: Kiểm định Bounds
F-Bounds Test Null Hypothesis: No levels relationship Test Statistic Value Signif. I(0) I(1)
Asymptotic: n=1000 F-statistic 4.3086 10% 1,99 2,94 k 6 5% 2,27 3,28 2,5% 2,55 3,61 1% 2,88 3,99
Nguồn: Kết quả từ eviews
Theo kết quả Bảng 4.12 về kiểm định Bounds, với giả thuyết kiểm định H0: không tồn tại mối quan hệ đồng liên kết giữa các biến. Kết quả kiểm định đường Bounds cho thấy giá trị thống kê F lớn hơn giá trị giới hạn đường bao trên ứng với mức ý nghĩa 5%. Như vậy có thể bác bỏ giả thuyết H0, và kết luận rằng tồn tại mối quan hệ dài hạn giữa các biến trong mô hình chuỗi thời gian.
4.3.1.2. Mô hình hồi quy 2
Thực hiện tương tự như mô hình 1, tác giả sẽ trình bày các bảng kết quả nghiên cứu cho mô hình thứ 2 như sau:
Bảng 4. 13: Ma trận hệ số tương quan mô hình 2
Covariance Analysis: Ordinary Date: 08/09/19 Time: 01:27 Sample: 1 36
Included observations: 36
Correlation ROE NPLR LOANGR LDR CIR GDP INF
ROE 1 NPLR -0,1657 1 LOANGR 0,1307 0,0818 1 LDR -0,1772 -0,1491 -0,0402 1 CIR -0,1615 0,0898 -0,1757 -0,4619 1 GDP -0,1512 -0,1738 -0,2208 0,5010 -0,0308 1 INF 0,2620 0,0311 0,0378 -0,7569 0,4156 -0,3396 1
Bảng 4. 14: Bảng hệ số VIF
Model Collinearity Statistics Tolerance VIF 1 (Constant) NPLR 0,941 1,062 LDR 0,317 3,156 CIR 0,699 1,43 Loangr 0,911 1,097 GDP 0,664 1,507 INF 0,413 2,422
Nguồn: Tính toán của tác giả
Sự tương quan giữa các biến được thể hiện ở Bảng 4.13. Theo đó, những hệ số tương quan nào lớn hơn 0,8 sẽ bị loại bỏ khỏi mô hình. Tuy nhiên trong ma trận hệ số tương quan không có hệ số nào vi phạm điều kiện nên mô hình không có hiện