Để khắc phục hiện tượng tự tương quan, sau khi hồi quy mô hình bằng phương pháp hồi quy OLS, tác giả đã tiến hành hồi quy mô hình thêm bằng phương pháp hồi quy Newey. Sau khi sử dụng hai phương pháp hồi quy OLS và phương pháp hồi quy Newey, kết quả hồi quy mô hình được thể hiện như sau:
Mô hình (1)
Bảng 4.6 Kết quả hồi quy lại mô hình 1
-1 -2
OLS NEWEY
VARIABLES ROA ROA
dLnTA 0.0032 0.0032* (0.97) (1.79) dEA 0.0245 0.0245** (1.54) (2.34) LA 0.0059 0.0059 (1.21) (1.47) LLP -0.366*** -0.366***
-1 -2
OLS NEWEY
VARIABLES ROA ROA
(-4.52) (-2.33) COR -0.0062*** -0.0062*** (-3.00) (-2.66) DIV 0.0051 0.0051 (0.37) (0.31) GDP -0.0083 -0.0083 (-0.52) (-0.54) INF 0.0082 0.0082 (1.24) (1.18) Constant 0.0032 0.0032 (1.09) (1.12) Observations 35 35 R-squared 0.6392 *** p<0.01, ** p<0.05, * p<0.1
(Nguồn: tác giả thực hiện từ kết quả hồi quy)
Từ bảng kết quả trên, có thể thấy các biến d.LnTA, d.EA, LLP, và COR có ý nghĩa thống kê với độ tin cậy 90%. Các biến LA, DIV, GDP và INF không có ý nghĩa thống kê.
Kết quả mô hình (1) được viết lại như sau:
ROA = 0,0032 + 0,0032d.LnTA + 0,0245d.EA - 0,3660LLP – 0,0062COR + u
Mô hình (2)
Bảng 4.7 Kết quả hồi quy lại mô hình 2
-1 -2
OLS NEWEY
VARIABLES ROE ROE
dLnTA 0.0671 0.0671**
(1.25) (2.65)
dEA 0.0564 0.0564
(0.22) (0.30)
-1 -2
OLS NEWEY
VARIABLES ROE ROE
(2.01) (2.89) LLP -5.889*** -5.889*** (-4.44) (-2.33) COR -0.115*** -0.115** (-3.41) (-2.74) DIV 0.00054 0.00054 (-0.02) (-0.02) GDP 0.271 0.271 (1.04) (1.04) INF 0.0696 0.0696 (0.65) (0.67) Constant -0.0110 -0.0110 (-0.23) (-0.24) Observations 35 35 R-squared 0.6235 *** p<0.01, ** p<0.05, * p<0.1
(Nguồn: tác giả thực hiện từ kết quả hồi quy)
Từ bảng kết quả trên, có thể thấy các biến d.LnTA, LA, LLP, và COR có ý nghĩa thống kê với độ tin cậy 95%. Các biến d.EA, DIV, GDP và INF không có ý nghĩa thống kê.
Kết quả mô hình (2) được viết lại như sau:
ROE = -0,0110 + 0,0671d.LnTA + 0,160LA – 5,889LLP – 0,115COR + u 4.4 Thảo luận kết quả nghiên cứu
4.4.1 Giả thuyết về quy mô ngân hàng (LnTA)
Quy mô ngân hàng có mối quan hệ tương quan thuận chiều với khả năng sinh lời của VCB, phù hợp với giả thuyết ban đầu, có ý nghĩa thống kê ở mức ý nghĩa 10% trong mô hình biến phụ thuộc ROA và mức ý nghĩa 5% trong mô hình biến phụ thuộc ROE. Mối tương quan thuận chiều này thể hiện khi VCB càng mở rộng quy mô, khả năng sinh lời của VCB càng tăng lên. Giá trị của các hệ số hồi quy ở hai mô hình lần lượt là 0,0032 và 0,0671. Hệ số tương đối thấp chứng tỏ quy mô
ngân hàng tuy có ảnh hưởng đến khả năng sinh lời nhưng không phải là yếu tố tiên quyết và quan trọng nhất.
Kết quả nghiên cứu quy mô ngân hàng có mối quan hệ tương quan thuận chiều với khả năng sinh lời phù hợp với các kết quả nghiên cứu trước đây của Sehrish Gul, Faiza Irshad và Khalid Zaman (2011), Deger Alper và Adem Anbar (2011), Ong Tze San và The Boon Heng (2012).
Số liệu thực tế về tổng tài sản và tốc độ tăng tổng tài sản của VCB được thể hiện qua biểu đồ trong hình 4.1 dưới đây:
Hình 4.1 Tổng tài sản VCB 2009-2017
(Nguồn: Báo cáo thường niên VCB)
Thực tế là quy mô tổng tài sản của VCB có sự gia tăng đáng kể qua các năm với tốc độ tăng trưởng hàng năm đều ở mức 2 con số, trung bình giai đoạn 2009- 2017 là: 18,77%/năm, tăng mạnh nhất vào năm 2017 với tốc độ 31,4%. Tổng tài sản của VCB tại 31/12/2017 đạt 1.035.293 tỷ đồng, tăng gấp 4 lần, tương đương với 779.797 tỷ so với cuối năm 2009. Song song với việc gia tăng quy mô tổng tài sản, lợi nhuận của VCB cũng tăng trưởng vượt bậc trong khoảng thời gian này. Việc gia tăng quy mô tài sản, mở rộng mạng lưới chi nhánh đã giúp VCB tăng khả năng tiếp cận với khách hàng, dễ dàng phát triển các hoạt động truyền thống như huy động hoặc cấp tín dụng. Bên cạnh đó khi VCB có nguồn tài sản lớn, VCB dễ dàng đầu tư
công nghệ, phát triển thêm các dịch vụ khác, tăng thêm khả năng tạo ra lợi nhuận cho ngân hàng. Như vậy rõ ràng quy mô ngân hàng có tác động tích cực đến khả năng sinh lời của VCB trong giai đoạn 2009 – 2017.
4.4.2 Giả thuyết về Quy mô vốn chủ sở hữu trên tổng tài sản (EA)
Quy mô vốn chủ sở hữu trên tổng tài sản có tác động thuận chiều với khả năng sinh lời của VCB, phù hợp với giả thuyết ban đầu của tác giả. Theo đó tỷ lệ EA có tương quan thuận chiều với tỷ lệ ROA ở mức ý nghĩa 5% và không tìm thấy ý nghĩa thống kê trong mô hình với biến phụ thuôc là ROE. Với hệ số hồi quy tương đối nhỏ, chỉ 0,0245 thể hiện quy mô vốn chủ sở hữu trên tổng tài sản cũng chỉ là một trong những yếu tố tác động đến khả năng sinh lời của VCB nhưng không phải là yếu tố quan trọng nhất.
Về tình hình thực tế vốn chủ sở hữu tại VCB, tính đến 31/12/2017, vốn chủ sở hữu của VCB đạt: 54.067 tỷ đồng, tăng gấp 3,2 lần so với năm 2009, tăng mạnh vào những năm 2009-2012 với tốc độ tăng trưởng bình quân 36%, trong đó: năm 2010 tăng vốn điều lệ thêm 9,28%; năm 2011 là 33% thông qua phát hành cổ phiếu cho cổ đông hiện hữu và phát hành cổ phiếu riêng lẻ cho cổ đông chiến lược Mizuho Corporate Bank. Giai đoạn 2013- 2017, vốn chủ sở hữu chỉ tăng nhẹ với tốc độ tăng trưởng bình quân là 5%. Việc tăng lên về số vốn chủ sở hữu trên tổng nguồn vốn cho thấy mức độ an toàn vốn, sự ổn định và lành mạnh của VCB là khá tốt, không phụ thuộc quá nhiều vào nợ vay. Tuy nhiên ROA của VCB trong thực tế giai đoạn tỷ lệ EA tăng mạnh lại có xu hướng giảm và giai đoạn EA tăng nhẹ thì có xu hướng tăng. Điều này thể hiện EA tuy có tác động đến khả năng sinh lời của VCB nhưng chỉ có mức độ ảnh hưởng nhỏ và khả năng sinh lời còn phụ thuộc vào rất nhiều yếu tố khác.
Kết quả nghiên cứu này cũng phù hợp với các kết quả nghiên cứu trước đây như: Sehrish Gul, Faiza Irshad và Khalid Zaman (2011), Ong Tze San và The Boon Heng (2012), Syafri thuộc khoa Kinh tế-Đại học Tríakti (2012), Muhammad Bilal, Asif Saeed, Ammar Ali Gull, Toquer Akram 2013, Trịnh Quốc Trung và Nguyễn Văn Sang (2013) (đối với ROA). Nghiên cứu này cho rằng một cấu trúc vốn mạnh là rất cần thiết trong nền kinh tế ngày càng phát triển vì nó cung cấp cho ngân hàng
sức mạnh tài chính nếu gặp khủng hoảng kinh tế và làm tăng niềm tin của khách hàng khi thực hiện gửi tiết kiệm tại ngân hàng. Một minh chứng cụ thể là giai đoạn diễn ra khủng hoảng kinh tế toàn cầu năm 2008 - 2009, trong khi các ngân hàng có quy mô vốn chủ sở hữu nhỏ chống chọi kém với những cú sốc của nền kinh tế thể hiện ở tỷ số ROA giảm mạnh thì VCB với quy mô vốn chủ sở hữu lớn vẫn có khả năng sinh lời đạt ở mức cao và ổn định. Như vậy, rõ ràng quy mô vốn chủ sở hữu lớn đã giúp VCB có được sức mạnh nội lực để có thể đứng vững trong thời kỳ kinh tế có nhiều bất ổn, góp phần ảnh hưởng tích cực đến khả năng sinh lời của ngân hàng.
4.4.3 Giả thuyết về tỷ lệ dư nợ tín dụng trên tổng tài sản (LA)
Theo kết quả của mô hình nghiên cứu, biến độc lập LA có ý nghĩa thống kê với ROE ở mức ý nghĩa 1% và không có ý nghĩa thống kê trong mô hình với biến phụ thuộc là ROA. Mối tương quan giữa LA và ROE là tương quan thuận, phù hợp với giả thuyết đã đặt ra. Với hệ số hồi quy tương đối lớn 0.160 thể hiện tỷ lệ dư nợ tín dụng trên tổng tài sản cũng chỉ là một trong những yếu tố có mức độ tác động lớn đến khả năng sinh lời của VCB.
Kết quả nghiên cứu này phù hợp với các kết quả nghiên cứu trước đây của Sehrish Gul, Faiza Irshad và Khalid Zaman(2011), Syafri (2012), Trịnh Quốc Trung và Nguyễn Văn Sang (2013), Hồ Thị Hồng Minh và Nguyễn Thị Cành (2015).
Tín dụng là hoạt động mang lại phần lớn lợi nhuận cho ngân hàng, tăng trưởng tín dụng góp phần chủ yếu làm tăng thu nhập và lợi nhuận của ngân hàng. Đối với VCB, tín dụng là hoạt động chủ chốt chiếm tỷ trọng hơn 50% tổng tài sản. Khi tổng tài sản của ngân hàng tăng lên, nếu phần đóng góp chủ yếu cho sự gia tăng này đến từ những tài sản mang lại khả năng sinh lời cao như tín dụng, đầu tư (có chất lượng tốt) thì lợi nhuận của ngân hàng gia tăng; ngược lại, nếu sự gia tăng tổng tài sản đến từ những tài sản không có khả năng sinh lời như tiền mặt, tài sản cố định…thì không những không tạo thêm thu nhập mà còn phát sinh thêm chi phí quản lý những tài sản này, kéo theo lợi nhuận sụt giảm. Khi tăng cường cho vay, tận dụng tối đa được nguồn lực tài chính của ngân hàng sẽ giúp gia tăng khả năng sinh lời của ngân hàng. Thực tế nhìn vào xu hướng ROE của VCB so với xu hướng của
tỷ lệ dư nợ tín dụng/tổng tài sản của VCB có sự trái ngược nhau. Từ năm 2009 đến năm 2013, tỷ lệ dư nợ tín dụng/tổng tài sản của VCB luôn tăng, từ 55,43% năm 2009 tăng lên 59,13% năm 2013. Tuy nhiên ROE giai đoạn này của VCB lại có chiều hướng đi xuống. ROE giảm từ 23,61% năm 2009 xuống còn 10,33% năm 2013. Từ năm 2014 đến 2017, tỷ lệ dư nợ tín dụng/tổng tài sản của VCB tăng dần từ 56,51% lên 60,40% năm 2016 và đột ngột giảm mạnh còn 53,87% năm 2017. Ngược lại, ROE của VCB từ 2014 đến 2017 tăng dần và tăng mạnh nhất vào năm 2017. Như vậy khi quan sát một các định tính, có thể thấy chiều hướng tác động của LA lên ROE của VCB trong giai đoạn 2009 – 2017 là ngược chiều nhau. Tuy nhiên vì ROE còn chịu sự tác động của rất nhiều yếu tố khác nên ta không thể nhận xét một cách định tính để đánh giá được. Vậy theo kết quả của mô hình cũng như các phân tích trên, LA tác động mạnh đến ROE và hai biến này có tương quan thuận chiều với nhau.
4.4.4 Giả thuyết về tỷ lệ trích lập dự phòng rủi ro tín dụng trên tổng dư nợ (LLP)
Tỷ lệ trích lập dự phòng rủi ro tín dụng trên tổng dư nợ có mối tương quan ngược chiều với ROA và ROE ở mức ý nghĩa 1%, phù hợp với giả thuyết đã đặt ra. Có thể thấy, khi nợ xấu trong ngân hàng tăng cao, ngân hàng buộc phải trích lập dự phòng rủi ro tín dụng. Điều này trực tiếp làm giảm lợi nhuận của ngân hàng, làm giảm khả năng sinh lời của ngân hàng. Với hai hệ số hồi quy tương đối lớn ở cả hai mô hình, 0,3660 ở mô hình 1 và 5,889 ở mô hình 2, cho thấy tỷ lệ trích lập dự phòng trên tổng dư nợ có mức độ tác động rất lớn đến khả năng sinh lời của VCB. Kết quả nghiên cứu này phù hợp với các kết quả nghiên cứu trước đây của Ong Tze San và The Boon Heng (2012).
Trên thực tế, chi phí dự phòng rủi ro tín dụng được bù đắp từ lợi nhuận, vì vậy việc LLP tác động ngược chiều đến ROA và ROE là hoàn toàn hợp lý. Tình hình thực tế tại VCB có chi phí trích lập dự phòng rủi ro tín dụng tương đối cao. Biểu đồ 4.2 cho thấy lợi nhuận trước dự phòng rủi ro tín dụng và lợi nhuận sau dự phòng rủi ro tín dụng của VCB có sự cách biệt nhiều là do VCB trích lập dự phòng rất lớn. Chi phí trích lập dự phòng ba năm trở lại đây có giá trị lớn tương đương
mức lợi nhuận sau thuế của ngân hàng.
Hình 4.2 Lợi nhuận trước và sau khi trích lập dự phòng rủi ro tín dụng của VCB giai đoạn 2009 -2017
(Nguồn: Tổng hợp từ báo cáo tài chính của VCB)
Từ năm 2009 đến năm 2017, sự biến động thực tế của ROA và ROE cũng tỷ lệ nghịch với LLP đúng như kết quả của mô hình. Hình 4.3 cho thấy rõ ràng rằng khi LLP tăng thì ROA giảm và ngược lại, khi LLP giảm thì ROA tăng.
.
Hình 4.3 Tỷ lệ ROA và LLP của VCB giai đoạn 2009 – 2017
(Nguồn: Tổng hợp từ báo cáo tài chính của VCB)
VCB có tác động ngược chiều đến khả năng sinh lời của VCB trong giai đoạn 2009 – 2017 với mức độ tác động rất lớn.
4.4.5 Giả thuyết về khả năng quản lý chi phí hoạt động (COR)
Tỷ lệ chi phí hoạt động trên tổng thu nhập có tương quan ngược chiều với ROA ở mức ý nghĩa 1% và ROE ở mức ý nghĩa 5%, hoàn toàn phù hợp với giả thuyết đã đưa ra. Hệ số hồi quy của biến này ở hai mô hình lần lượt là 0,0062 và 0,115 cho thấy mức độ tác động của khả năng quản lý chi phí hoạt động đến khả năng sinh lời của VCB tương đối thấp. Mối tương quan này chỉ ra rằng, chi phí hoạt động của VCB càng tăng, mà đặc biệt là càng tăng nhanh hơn mức độ tăng của tổng tài sản và vốn chủ sở hữu thì khả năng sinh lời càng giảm và ngược lại, chi phí hoạt động càng giảm thì khả năng sinh lời càng tăng.
Kết quả nghiên cứu này phù hợp với kết quả các nghiên cứu trước đây như: Ong Tze San và The Boon Heng (2012), Syafri (2012), Trịnh Quốc Trung và Nguyễn Văn Sang (2013), Hồ Thị Hồng Minh và Nguyễn Thị Cành (2015).
Kết quả nghiên cứu từ mô hình cũng đã phản ánh đúng thực trạng tại VCB. Tỷ lệ chi phí hoạt động/tổng thu nhập của VCB trong giai đoạn 2009-2017 không có quá nhiều biến động, khá ổn định, trung bình là 39,43% cho thấy ngân hàng đã quản lý khá tốt chi phí hoạt động của mình. Tuy nhiên số liệu thực tế cho thấy tỷ lệ chi phí hoạt động/tổng thu nhập giai đoạn 2009 - 2017 có xu hướng tăng lên, ngược lại với xu hướng giảm dần của ROA, ROE. Vì vậy muốn gia tăng khả năng sinh lời của ngân hàng, cụ thể là VCB, việc giảm tỷ lệ chi phí hoạt động/tổng thu nhập là rất cần thiết.
4.4.6 Giả thuyết về mức độ đa dạng hóa thu nhập (DIV)
Tỷ lệ tổng thu nhập ngoài lãi trên tổng thu nhập chưa tìm thấy được ý nghĩa thống kê trong mô hình nhiên cứu. Thực trạng tỷ lệ này tại VCB cũng tương đối phức tạp. Quan sát biểu đồ 4.4 cơ cấu thu nhập của VCB giai đoạn 2009 – 2017 có thể thấy tỷ lệ thu nhập ngoài lãi trên tổng thu nhập của VCB trong giai đoạn 2009- 2017 có nhiều biến động từ 16,5% đến 30,5%. Biểu đồ cũng cho thấy mức độ đa dạng hóa thu nhập có sự biến động không tương ứng với xu hướng của ROE của VCB trong giai đoạn này.
Hình 4.4 Cơ cấu thu nhập của VCB giai đoạn 2009 – 2017
(Nguồn: Tổng hợp từ báo cáo tài chính của VCB)
4.4.7 Giả thuyết về tỷ lệ tăng trưởng GDP
Tương tự như chỉ số thể hiện mức độ đa dạng hóa thu nhập COR, chỉ số độ tăng trưởng kinh tế GDP cũng không có ý nghĩa thống kê trong cả hai mô hình. Tuy nhiên, chỉ số GDP lại có ý nghĩa rất lớn trong thực tiễn và là một trong những yếu tố quan trọng trong nghiên cứu thực tiễn về tác động của nó lên khả năng sinh lời của ngân hàng. Trên thực tế tốc độ tăng trưởng kinh tế của Việt Nam càng cao thì sẽ có tác động tích cực đến khả năng sinh lời của ngân hàng; điều này là đúng khi kinh tế tăng trưởng kéo theo nhu cầu tín dụng và nhu cầu về các sản phẩm, dịch vụ khác của ngân hàng tăng, ngân hàng có nguồn thu dồi dào và đa dạng hơn, làm cho khả năng sinh lời của ngân hàng tăng cao
Hình 4.5 Tốc độ tăng trưởng GDP của Việt Nam 2009-2017
Nhìn vào biểu đồ 4.5 có thể thấy, từ năm 2010 đến năm 2012 kinh tế Việt Nam chỉ tăng trưởng với mức 5,52%, điều này ảnh hưởng rõ nét lên tốc độ tăng