7. Nội dung của đề tài
2.2.5 Chất lượng quản lý
Chất lượng quản lý được đo lường trờn nhiều chỉ tiờu như về chớnh sỏch, về quản lý thụng tin, chế độ kiểm soỏt.., tuy nhiờn trong nghiờn cứu này tỏc giả sử dụng chỉ tiờu: Tỷ lệ chi phớ hoạt động để đo lường chất lượng quản lý, chỉ tiờu này càng nhỏ và cỏc yếu tố khỏc khụng đổi cho thấy chất lượng quản lý càng tốt và ngược lại.
Chỉ số này được xỏc định thụng qua số liệu trờn bỏo cỏo tài chớnh hằng năm, chỉ tiờu được sử dụng là tổng chi phớ hoạt động và tổng tài sản của NHTM Việt Nam. Cụ thể:
Tổng chi phớ hoạt động
Chỉ số chi phớ hoạt động = x 100 Tổng tài sản
Sau đõy là kết quả của chỉ tiờu này trong giai đoạn từ 2003 đến 2012 của hệ thống NHTM Việt Nam.
Bảng 2.24: Chỉ số hoạt động của hệ thống NHTM Việt Nam từ 2003- 2012
Năm CHISOCPHD Trung bỡnh (%) Số lượng ngõn hàng Giỏ trị lớn nhất Giỏ trị nhỏ nhất Độ lệch chuẩn Phương sai 2003 1.27 28 .0312 .0019 .0058 .0000 2004 1.32 28 .0353 .0019 .0062 .0000 2005 1.25 28 .0303 .0019 .0060 .0000 2006 1.22 28 .0208 .0027 .0043 .0000 2007 1.12 28 .0234 .0051 .0040 .0000 2008 1.55 28 .0277 .0050 .0052 .0000 2009 1.19 28 .0185 .0000 .0045 .0000 2010 1.11 28 .0196 .0000 .0049 .0000 2011 1.39 28 .0266 .0000 .0072 .0001 2012 1.88 28 .0498 .0000 .0105 .0001 Nguồn: Tỏc giả thống kờ từ SPSS
Biểu đồ 2.14: Tỷ lệ chi phớ hoạt động trờn Tài sản bỡnh qũn của hệ thống NHTM Việt Nam từ 2003- 2012 0.00% 0.50% 1.00% 1.50% 2.00% TRUNG BèNH 2003 2004 2005 2006 2007 2008 2009 2010 2011 2012
Nguồn: Tỏc giả tớnh toỏn từ BCTC của cỏc NHTM Việt Nam[22]
Tỷ lệ chi phớ hoạt động trờn tổng tài sản bỡnh qũn của hệ thống NHTM Việt Nam qua cỏc năm như sau: Năm 2003 bỡnh qũn là 1.27%; Năm 2004 bỡnh qũn là 1,32%; Năm 2005 bỡnh qũn là 1,25%; Năm 2006 bỡnh qũn là 1,22%; Năm 2007 bỡnh qũn là 1,12%; Năm 2008 bỡnh qũn là 1,55%; Năm 2009 bỡnh qũn là 1,19%; Năm 2010 bỡnh qũn là 1,11%; Năm 2011 bỡnh qũn là 1,39%; Năm 2012 bỡnh qũn là 1.88%. Qua số liệu cho thấy tỷ lệ chi phớ trờn tổng tài sản cú xu hướng giảm cho đến 2007 sau đú tăng mạnh năm 2008 và tiếp tục tăng mạnh ở năm 2012. Như vậy ngõn hàng đĩ phải bỏ ra nhiều chi phớ hơn trong năm 2012 nhưng hiệu quả mang lại thấp hơn so với những năm trước đú. Như vậy chất lượng quản lý giảm so với cỏc năm trước đú.
Qua phần đỏnh giỏ NLTC của cỏc NHTM Việt Nam theo khung an tồn CAMEL, nhỡn chung vẫn cũn nhiều ngõn hàng chưa đảm bảo theo yờu cầu đặt ra ở từng chỉ tiờu.
Để xỏc định NLTC của cỏc NHTM Việt Nam cú thật sự đạt hay chưa đạt theo khung an tồn CAMEL và nhõn tố nào thực sự ảnh hưởng đến NLTC của cỏc Ngõn hàng, nghiờn cứu tiếp tục phõn tớch bằng phương phỏp định lượng ở phần tiếp theo.
2.3. PHÂN TÍCH CÁC NHÂN TỐ ẢNH HƯỞNG ĐẾN NĂNG LỰC TÀI CHÍNH CỦA HỆ THỐNG NHTM VIỆT NAM BẰNG Mễ HèNH PROBIT
Phần này tỏc giả đi sõu nghiờn cứu và xỏc định cỏc nhõn tố thực sự ảnh hưởng đến năng lực tài chớnh của cỏc ngõn hàng trong hệ thống ngõn hàng. Như đĩ đề cập ở phần trờn, nghiờn cứu đĩ đỏnh giỏ NLTC của cỏc NHTM theo theo khung an tồn Camel. Căn cứ trờn kết quả phõn tớch đỏnh giỏ ở mục 2.2 của 14 chỉ tiờu liờn quan đến NLTC, từ đú xỏc định từng chỉ tiờu của cỏc NHTM nào đạt theo khung an tồn Camel gỏn 1, chỉ tiờu nào khụng đảm bảo gỏn 0, sau khi đĩ xỏc định từng chỉ tiờu đảm bảo hay khụng đảm bảo sẽ tiến hành tớnh bỡnh qũn chỉ tiờu DANHGIA
DANHGIA là giỏ trị trung bỡnh của 14 chỉ tiờu
+ Nếu giỏ trị trung bỡnh của chỉ tiờu DANHGIA>=0.5 là đạt khung an tồn Camel + Nếu giỏ trị trung bỡnh của chỉ tiờu DANHGIA<0.5 là khụng đạt khung an tồn CAMEL
Căn cứ trờn kết quả đĩ đỏnh giỏ
Biến phụ thuộc NLTC (DANHGIA) sẽ nhận 2 giỏ trị (y=1: đạt theo khung an tồn Camel; y=0: chưa đạt theo khung an tồn Camel)
Biến độc lập là 14 chỉ tiờu đĩ đỏnh giỏ ở 2.2 và được mụ tả chi tiết ở bảng túm tắt cỏc biến trong mụ hỡnh.
Tiến hành kiểm định và hồi quy.
2.3.1. Mụ hỡnh hồi quy
Nghiờn cứu sử dụng mụ hỡnh nhị phõn Probit để phõn tớch hồi quy cỏc nhõn tố ảnh hưởng đến NLTC của cỏc ngõn hàng trong hệ thống NHTM Việt Nam, vỡ biến phụ thuộc là biến nhị phõn, cỏc biến độc lập định lượng, sẽ đo lường xỏc suất tỏc động của cỏc biến độc lập làm thay đổi NLTC từ mức chưa đạt đến mức đạt yờu cầu theo CAMEL.
Bảng 2.25: Túm tắt cỏc biến trong mụ hỡnh
Tờn biến Ký hiệu Phương phỏp xỏc định
kỳ vọng dấu X1: Quy mụ vốn CSH VCSH Quy mụ vốn CSH + X2: Đũn bẩy tài chớnh DFL Tổng nợ/Vcsh + X3: Tỷ lệ an tồn vốn tối thiểu CAR Vốn tự cú hợp nhất/Tài sản đĩ điều chỉnh rủi ro hợp nhất + X4: Dư nợ/tổng tài sản cú DUNO_TS
Dư nợ cho vay /tổng tài sản
cú +
X5: Nợ xấu/ Tổng dư nợ NOXAU_DUNO Nợ xấu/ Tổng dư nợ - X6: tỷ suất sinh lời trờn Tài
sản ROA
Lợi nhuận sau thuế/Tổng tài
sản +
X7: tỷ suất sinh lời trờn vốn
chủ sở hữu ROE
Lợi nhuận sau thuế/Vốn
CSH +
X8:tỷ lệ lĩi cận biờn NIM (Thu lai-Tralai)/Tài sản + X9:tỷ lệ lĩi ngồi cận biờn
NNIM
(thu ngoai lai-Chi ngoai
lai)/Tài Sản +
X10:Chỉ số CPHĐ CHISOCPHD chi phớ hoạt động/tài sản - X11:Tỷ lệ thanh khoản tài
sản KNTK_TS TSNH/TS
+ X12: Hệ số đảm bảo tiền
gửi HESODAMBAOTG TSNH/Tổng tiền gửi
+ X13:Hệ số thanh khoản
ngắn hạn KNTK_NH TSNH/Nợ NH
+ X14:Dư nợ cho vay/ Tiền
gửi. DUNO_TIENGUI Dư nợ cho vay/ Tiền gửi.
+
Y: NLTC DANHGIA +
Nguồn: Tỏc giả mụ hỡnh húa
Căn cứ trờn cỏc biến đĩ mụ tả ở bảng 2.25, xõy dựng mụ hỡnh chớnh thức cho nghiờn cứu như sau:
Yi= β0+ β1X1+ β2X2 + β3X3 + β4X4 +β5X5 + β6X6+ β7X7 +β8X8+ β9X9 +β10X10+ β11X11+ β12X12+ β13X13+ β14X14
Trong đú:
Yi : biến phụ thuộc( Năng lực tài chớnh)
Y=0: Chưa đảm bảo khung an tồn CAMEL β0, β1 β2… β14: hằng số hồi quy
X1;X2...X14: Biến độc lập
Căn cứ trờn mụ hỡnh chớnh thức này, nghiờn cứu tiến hành kiểm định sự phự hợp của mụ hỡnh
Thứ 1: Kiểm định hiện tượng tự tương quan
Là hiện tượng khi cỏc sai số trong mụ hỡnh cú mối quan hệ với nhau, nguyờn nhõn sử dụng dữ liệu thời gian, độ trể của số liệu, hiện tượng quỏn tớnh của số liệu. Hậu quả dẫn đến ước lượng sẽ bị chệch. Để kiểm định hiện tượng tự tương quan sử dụng hàm estat dwatson để tớnh d (Durbin_watson), nếu d tiến về 2 thỡ mụ hỡnh khụng xảy ra hiện tượng tự tương quan.
Thứ 2: Kiểm định hiện tượng đa cộng tuyến
Hiện tượng đa cộng tuyến là hiện tượng mà cỏc biến độc lập trong mụ hỡnh cú mối tương quan với nhau, dẫn đến khụng hồi quy được hoặc kết quả của mụ hỡnh khụng chớnh xỏc. Để kiểm định xỏc định hệ số tương quan(ri) giữa cỏc biến thụng qua hàm Corr, nếu ri <(0.5), được xem là khụng xảy ra hiện tượng đa cộng tuyến.
Thứ 3: Kiểm định hiện tượng phương sai thay đổi
Là do giả thuyết về phương sai khụng đổi của mụ hỡnh bị vi phạm, nguyờn nhõn là bản chất của cỏc đại lượng kinh tế, bản thõn con người học hỏi theo thời gian hoặc do sự tiến bộ trong đo lường và xử lý số liệu. Nú sẽ làm ảnh hưởng đến kết quả khụng chệch của ước lượng. Để kiểm định phương sai thay đổi sử dụng hàm Hettest, từ đú xỏc định p.value, nếu p.value <5% khụng xảy ra hiện tượng phương sai thay đổi và ngược lại.
Thứ 4: Kiểm định phõn phối chuẩn
Kết quả mụ hỡnh cú dạng phõn phối chuẩn: N(0, 2) Cụ thể: i N(0,2)
εi cú phõn phối chuẩn, khi giỏ trị trung bỡnh bằng 0 (gần bằng 0), cú phương sai khụng đổi.
2.3.2. Kết quả nghiờn cứu
2.3.2.1. Kết quả kiểm định sự phự hợp của mụ hỡnh
Nghiờn cứu sử dụng hàm corr trong phần mềm Stata 11 để phõn tớch tương quan giữa cỏc biến vốn csh, đũn bẩy tài chớnh, hệ số CAR, tỷ lệ nợ xấu, dư nợ trờn tài sản, ROA, ROE, Tỷ lệ lĩi cận biờn, tỷ lệ lĩi ngồi cận biờn, chỉ số chi phớ hoạt động, hệ số đảm bảo tiền gửi, khả năng thanh toỏn tài sản, ngắn hạn, dư nợ trờn tiền gửi. Kết quả bảng 2.26: cho thấy cỏc biến cú hệ số tương quan đều đạt mức ý nghĩa thống kờ (- 0.5<r<0.5). Tuy nhiờn cũng cú biến hesodambaotg và nim cú hệ số 0.32. Để đảm bảo cỏc biến khụng khụng xẩy ra hiện tượng đa cộng tuyến, nghiờn cứu sử dụng lệnh VIF để khắc phục. Như vậy cú thể kết luận mụ hỡnh khụng xảy ra hiện tượng đa cộng tuyến, điều này núi lờn cỏc biến trong mụ hỡnh cú tương quan chặt chẽ với nhau.
Bảng 2.26: Bảng kiểm tra đa cộng tuyến giữa cỏc biến
Mean VIF 1.79 nnim 1.07 0.937897 noxau_duno 1.09 0.916427 kntk_ts 1.23 0.811425 vcsh 1.24 0.808427 car 1.24 0.804396 chisocphd 1.28 0.782499 nim 1.62 0.618927 roa 1.94 0.516280 roe 1.99 0.503565 dfl 2.03 0.491477 duno_ts 2.31 0.433319 kntk_nh 2.48 0.403637 duno_tiengui 2.61 0.383477 hesodambao~i 2.89 0.346426 Variable VIF 1/VIF . vif . duno_tiengui -0.0133 0.1114 0.1925 -0.2464 -0.0165 1.0000 kntk_nh 0.0299 0.0905 0.2348 0.1512 1.0000 kntk_ts 0.0135 0.0947 0.0012 1.0000 hesodambao~i 0.0461 0.1232 1.0000 chisocphd -0.1882 1.0000 nnim 1.0000 nnim chisoc~d hesoda~i kntk_ts kntk_nh duno_t~i duno_tiengui -0.1499 -0.2243 0.0199 -0.0841 0.2430 -0.2171 0.2896 0.2518 kntk_nh 0.0176 0.0063 -0.0089 -0.0150 -0.0187 0.0323 0.2162 -0.2921 kntk_ts 0.1672 0.1791 -0.1056 0.0406 0.0188 0.1559 -0.0767 0.1587 hesodambao~i -0.1552 -0.2312 0.0530 -0.0688 -0.1257 -0.1943 0.3237 -0.1235 chisocphd 0.0153 -0.0860 0.1011 -0.0654 0.1564 -0.0653 0.0824 0.3202 nnim 0.0598 0.0543 -0.0518 0.0075 -0.0903 0.0415 0.0139 -0.1098 nim 0.1732 -0.1069 0.0145 0.0435 0.2443 0.0434 0.1815 1.0000 roa -0.1200 -0.3950 0.2518 -0.0614 0.1897 0.2527 1.0000 roe 0.2217 0.2868 -0.3712 0.1129 -0.0577 1.0000 duno_ts -0.0299 -0.0404 0.0169 -0.1110 1.0000 noxau_duno 0.2304 0.1260 -0.1249 1.0000 car -0.1507 -0.1873 1.0000 dfl 0.2553 1.0000 vcsh 1.0000 vcsh dfl car noxau_~o duno_ts roe roa nim (obs=267) > ts kntk_nh duno_tiengui . corr vcsh dfl car noxau_duno duno_ts roe roa nim nnim chisocphd hesodambaotiengui kntk_
Nguồn: Kết quả từ hàm corr trờn Stata
Sau đú tiếp tục kiểm định sự phự hợp của mụ hỡnh xem cú hiện tượng tự tương quan hay khụng, cú nghĩa là sai số trong mụ hỡnh cú mối quan hệ tương quan với nhau hay khụng?. Sử dụng hàm estat dwatson để xỏc định giỏ trị của d, nếu d tiến về 2 thỡ sẽ khụng cú hiện tượng tự tương quan. Kết quả cho thấy d= 1,88. Như vậy cú thể kết luận mụ hỡnh khụng cú hiện tượng tự tương quan. Điều này cú ý nghĩa là mụ hỡnh hồi quy khụng vi phạm giả định về tớnh độc lập của sai số.
Biểu đồ tần suất của phần dư chuẩn húa cho thấy phõn phối của phần dư xấp xỉ chuẩn (trung bỡnh = 0 và độ lệch chuẩn Std.Dev.=0.5). Do đú cú thể kết luận rằng giả định về phõn phối chuẩn của phần dư khụng bị vi phạm.
Biểu đồ 2.15: Kiểm định phõn phối chuẩn
Nguồn: Kết quả kiểm định từ SPSS
Tiếp theo nghiờn cứu kiểm định phương sai thay đổi bằng hàm Hettest trờn Stata 11, kết quả như sau:
.hettest
Breusch_Pagan / Cook_Weis berg test heteroskedasticity
H0: Constan variace
Variables: fitted values of danhgia Chi2(14) = 4.31
Prob > Chi2 = 0.00378
Nguồn: Kết quả kiểm định từ hàm hettest trờn Stata 11
Durbin-Watson d-statistic( 2, 2 71)= 1.883911 .estatdwatson
Với kết quả cho thấy p=0.38%< 5%, như vậy mụ hỡnh khụng xảy ra hiện tượng phương sai thay đổi.
Sau khi kiểm định sự phự hợp của mụ hỡnh với kết quả thu được nghiờn cứu cú thể trả lời: Mụ hỡnh xõy dựng khụng xảy ra hiện tượng đa cộng tuyến; khụng cú hiện tượng phương sai thay đổi; khụng xảy ra hiện tượng tự tương quan và đảm bảo phõn phối chuẩn.
Nghiờn cứu tiếp tục hồi quy để xỏc định cỏc nhõn tố thực sự ảnh hưởng đến NLTC của cỏc NHTM Việt Nam.
2.3.2.2 Kết quả hồi quy
Kết quả hồi quy ở bảng 2.27 cho thấy cú 13 nhõn tố cú mối liờn hệ tuyến tớnh đến năng lực tài chớnh của cỏc NHTM Việt Nam với mức ý nghĩa sig <0.05.
Giỏ trị R2
điều chỉnh=65.35% chứng tỏ cỏc nhõn tố đưa vào phõn tớch giải thớch được 65.35% đến NLTC của cỏc NHTM Việt Nam. Với giỏ trị R2 điều chỉnh hồn tồn đủ giỏ trị tin cậy và chấp nhận trong điều kiện kinh doanh trong ngành ngõn hàng tại Việt Nam.
Bảng 2.27: Kết quả hồi quy Probit với cỏc hệ số hồi quy trong mụ hỡnh
Nguồn: Kết quả hồi quy Probit biến độc lập và biến phụ thuộc từ Stata
Qua phõn tớch hồi quy Probit cho thấy mụ hỡnh xõy dựng phự hợp với dữ liệu thu được và kết quả ban đầu cho thấy năng lực tài chớnh của cỏc NHTM Việt Nam phụ thuộc vào 13 nhõn tố theo bảng 2.27. Khi dũ tỡm sự vi phạm của cỏc giả định cần thiết trong hồi quy tuyến tớnh thỡ đều được thỏa mĩn. Từ đú xỏc định được phương trỡnh hồi quy như sau:
duno_t~i -.4601029 .12256 -3.75 0.000 -.700311 -.219895 1.06948 kntk_nh -1.950269 .52627 -3.71 0.000 -2.98174 -.918799 1.09033 kntk_ts 2.27302 .7521 3.02 0.003 .798934 3.74711 .876148 hesoda~i .2538497 .07252 3.50 0.000 .111718 .395982 2.1093 chisoc~d -19.94535 8.46441 -2.36 0.018 -36.5353 -3.35541 .013342 nnim 1.303608 2.99781 0.43 0.6 .6295052 .69156 3.91 0.000 -.725924 1.98493 .132094 duno_ts 2.11475 .37204 5.68 0.000 1.38556 2.84394 .558497 noxau_~o -9.61309 2.35771 4.08 0.000 17e-08 .00000 4.79 0.000 4.2e-08 1.0e-07 3.9e+06 variable dy/dx Std. Err. z P>|z| [ 95% C.I. ] X = .62821953 y = Pr(danhgia) (predict) Marginal effects after probit . mfx 4.99206 14.2341 .021636 car 1.791309 1.12573 2.59 0.012 -.415076 3.99769 .127577 dfl 0264662 .0078 3.39 0.001 .011185 .041748 12.3574 vcsh 7. _cons -5.016445 1.210324 -4.14 0.000 -7.388636 -2.644253 duno_tiengui -1.216702 .3248796 -3.75 0.000 -1.853455 -.57995 kntk_nh -5.157317 1.325591 -3.89 0.000 -7.755429 -2.559206 kntk_ts 6.010805 1.894502 3.17 0.002 2.29765 9.72396 hescodhaismobcapoh~di -5.26.77124383767 2.129.6708015431 -32..3339 00..002010 -.9278.0353797392 -81..405478979341 nnniimm 23.6.43427215787 97..847855018041 -02..7484 00..066052 --1424..0890272349 -718..79500199057 roa 61.17108 24.57888 2.49 0.013 12.99737 109.3448 roe 1.664672 1.832617 3.91 0.000 -1.92719 5.256534 duno_ts 5.592272 1.051968 5.32 0.000 3.530452 7.654093 noxau_dcuanro - 425..74326906982 62..298985512149 42..5048 00..001020 -11.3.14100021366 1307..7613399614