Kết quả nghiên cứu

4.3.1. Thống kê mô tả các biến

Bảng 4.3 dưới đây mô tả thống kê tóm tắt của các biến độc lập và biến phụ thuộc bao gồm giá trị trung bình, độ lệch chuẩn, giá trị nhỏ nhất và giá trị lớn nhất của từng biến.

62

Bảng 4.3: Thống kê mô tả các biến trong mô hình

(Nguồn: Kết quả từ phần mềm Stata_SE12)

Bình quân giá trị lợi nhuận ròng của các NHTM là 940 tỷ đồng, độ lệch chuẩn 1.257 tỷ đồng, cho thấy sự không đồng đều về kết quả lợi nhuận giữa các NHTM thời gian qua.

Tỷ suất lợi nhuận sau thuế trên tổng tài sản bình quân là 0.9556% và độ lệch chuẩn 51.09% cho thấy có sự không tương đồng trong hiệu quả sử dụng tài sản giữa các NHTM.

Tỷ suất lãi biên ròng trung bình 2.4431% và độ lệch chuẩn 102.84% cho thấy không có tương đồng cao về lãi biên ròng giữa các NHTM.

Tỷ lệ cho vay trên huy động trung bình là 79.48% với độ lệch chuẩn 32%. Giá trị trung bình cho thấy các NHTM dùng nguồn huy động vốn dùng để tài trợ cho khoản cho vay lớn. Đồng thời, thông qua sự biến thiên khoản vay cho thấy sự đồng đều giữa các NHTM trong tỷ lệ cho vay.

Tỷ lệ huy động vốn trên tổng tài sản có giá trị trung bình 55.64%, độ lệch chuẩn 13.72%. Kết quả phân tích cho biết nguồn lực chính để tài trợ cho tài sản của NHTM là tiền gửi của khách hàng. Đây cũng là đặc điểm chung của ngành.

63

Tỷ số dự phòng rủi ro tín dụng trên tổng dư nợ có giá trị trung bình là 1.25%, độ lệch chuẩn 0.65%. Kết quả cho thấy có sự phân phối không đồng đều giữa các NHTM về tỷ lệ dự phòng rủi ro tín dụng.

Tỷ lệ vốn chủ sở hữu trên tài sản có giá trị trung bình 10.21%, độ lệch chuẩn 5.13%. Tỷ lệ vốn chủ sở hữu trung bình thấp cho thấy các NHTM hoạt động kinh doanh phần lớn dựa trên vốn huy động ít sử dụng nguồn vốn từ chủ sở hữu. Độ lệch chuẩn cho thấy có sự phân phối đồng đều giữa các NHTM về việc sử dụng nguồn vốn kinh doanh.

Quy mô tổng tài sản NHTM có giá trị trung bình sau khi lấy logarit là 7.7348, độ lệch chuẩn 48.65% cho thấy có sự phân phối không đồng đều về quy mô giữa các NHTM.

Tỷ lệ lương và các chi phí nhân viên khác trên tổng tài sản (OVRE1) có giá trị trung bình 0.96%, độ lệch chuẩn 0.51%.

4.3.2. Kết quả kiểm định hiện tượng đa cộng tuyến

Bảng 4.4: Kết quả kiểm định hiện tượng đa cộng tuyến

64

Bảng 4.4 về kết quả kiểm định hiện tượng đa cộng tuyến cho thấy hầu hết các biến trong mô hình có hệ số tương quan đều đạt mức ý nghĩa thống kê (-0.5<r<0.5). Tuy nhiên cũng có cặp biến BS và CA có hệ số r là -0.6169, cặp biến BS và NP có hệ số r là 0.7644, cặp biến BS và RR có hệ số r là 0.5356.

Để đảm bảo các biến không không xảy ra hiện tượng đa cộng tuyến, nghiên cứu sử dụng lệnh VIF để khắc phục.

Ta thấy: Mean VIF = 1.87 < 2. Như vậy có thể kết luận mô hình không xảy ra hiện tượng đa cộng tuyến, điều này nói lên các biến trong mô hình có tương quan chặt chẽ với nhau.

4.3.3. Kết quả kiểm định về hiện tượng tự tương quan

Bảng 4.5: Kết quả kiểm định về hiện tượng tự tương quan

(Nguồn: Kết quả từ phần mềm Stata_SE12)

Kết quả Bảng 4.5 cho thấy: d = 1.883911. Như vậy có thể kết luận mô hình không có hiện tượng tự tương quan. Điều này có ý nghĩa là mô hình hồi quy không vi phạm giả định về tính độc lập của sai số.

4.3.4. Kết quả kiểm định hiện tượng phương sai thay đổi

Tham chiếu Bảng 4.6 về kết quả kiểm định hiện tượngphương sai thay đổi cho

65

Bảng 4.6:Kết quả kiểm định hiện tượng phương sai thay đổi

(Nguồn: Kết quả từ phần mềm Stata_SE12)

Kết luận: Sau khi thực hiện kiểm định sự phù hợp của mô hình với những kết quả thu được, nghiên cứu khẳng định mô hình xây dựng không xảy ra hiện tượng đa cộng tuyến, không có hiện tượng phương sai thay đổi và không xảy ra hiện tượng tự tương quan, nghiên cứu tiếp tục hồi quy để xác định các nhân tố nội tại thực sự ảnh hưởng đến hiệu quả hoạt động của các NHTM Việt Nam như thế nào.

4.3.5. Kiểm định Hausman lựa chọn mô hình phù hợp

Tham chiếu Phụ lục 5 và Phụ lục 6, tác giả tóm tắt kết quả hồi quy (hệ số tác động và mức ý nghĩa của từng biến) theo 2 phương pháp ước lượng như sau:

Bảng 4.7: Kết quả hồi quy mô hình theo phương pháp FEM và REM

Biến FEM REM

ROA 612.703 686.723,5 (0.000)* (0.000)* NIM 100.313,4 83.905,99 (0.165) (0.217) LDR 644.013,4 670.952,4 (0.001)** (0.000)* DEP 305.878,3 317.869,4 (0.522) (0.444) RR -163.323,4 -185.227,7 (0.124) (0.073)***

66 CA 3.583.175 3.524.378 (0.022)** (0.016)** BS 2.551.762 2.470.741 (0.000)* (0.000)* OVRE1 -104.140,3 -154.632,1 (0.471) (0.255) R-squared 0.7451 0.7476

(Nguồn: Phần mềm thống kê Stata_SE12).

Ghi chú: */**/*** lần lượt là các mức ý nghĩa 1%, 5% và 10%.

So sánh giá trị hệ số tác động và mức ý nghĩa từ kết quả hồi quy của 2 mô hình nhận thấy mức khác biệt không nhiều, tác giả tiếp tục sử dụng kiểm định Hausman để lựa chọn mô hình phù hợp nhất giữa hai phương pháp ước lượng.

Bảng 4.8: Kết quả kiểm định Hausman lựa chọn mô hình phù hợp

67

Giả thuyết Ho làm nền tảng cho kiểm định Hausman là tác động cá biệt của mỗi đơn vị chéo không gian không có tương quan với các biến hồi quy khác trong mô hình. Nếu có tương quan (giả thuyết Ho bị từ chối) mô hình hồi quy REM cho kết quả bị thiên lệch, khi đó mô hình FEM được ưa thích hơn.

Do P = 0.9749 > 0.05 nên chấp nhận giả thuyết Ho. Do vậy, mô hình phù hợp được chọn là mô hình Random Effect (REM).

Từ đó xác định được phương trình hồi quy như sau:

NP = 686.723,5*ROA + 670.952,4*LDR – 185.227,7*RR + 3.524.378*CA + 2.470.741*BS

Giải thích mô hình Random Effect (REM)

Hệ số ước lượng của tỷ lệ sinh lời trên tài sản (ROA) ảnh hưởng đến hiệu quả hoạt động của NHTM, có ý nghĩa thống kê dương ở mức ý nghĩa 1%. Cụ thể khi tỷ suất lợi nhuận trên tài sản tăng 1% thì lợi nhuận thuần của NHTM trung bình tăng 686.723,5 triệu đồng trong điều kiện các yếu tố khác không đổi. Kết quả này cũng phù hợp với nghiên cứu của Kosmidou (2006), Pasiouras và các cộng sự (2006), Deirguc-Kunt và Huizinga (1999). Kết luận này cũng phù hợp với thực tiễn tại Việt Nam, khi một đồng tài sản của NH tạo ra được nhiều đồng lợi nhuận hơn chứng tỏ NH sử dụng tốt các tài sản có trong NH, do đó góp phần làm tăng năng lực tài chính cho các NH.

Tỷ lệ lãi biên ròng (NIM) không có ý nghĩa tác động đến lợi nhuận ròng của NHTM. Nghiên cứu này trái với kết quả nghiên cứu của Michelle L. Barnesa và Jose A. Lopez (2004). Tác giả kỳ vọng mối quan hệ đồng biến giữa NIM và NP, tuy nhiên kết quả nghiên cứu lại trái ngược, kết quả này có thể giải thích như sau: Trong giai đoạn tác giả nghiên cứu nền kinh tế thế giới đang bị khủng hoảng trầm trọng, nền kinh tế Việt Nam cũng phần nào bị ảnh hưởng của nền kinh tế thế giới, chứng khoán cũng gặp khó khăn, nên việc huy động vốn và tìm đối tượng cho vay đủ tiêu chuẩn gặp khó khăn, nên số liệu báo cáo bao trùm trong đó cả những con số tăng ảo. Chính điều này đã không tạo ra được giá trị gia tăng thực sự trong hiệu quả

68

hoạt động của thu và chi lãi của các NH. Như vậy, xét ở khía cạnh nào đó thì kết quả nghiên cứu này với cũng phù hợp với thực tiễn tại Việt Nam.

Tỷ lệ cho vay trên huy động vốn (LDR) tác động cùng chiều đến lợi nhuận thuần của NHTM ở mức ý nghia 1%. Kết quả này cũng phù hợp với nghiên cứu của Devinaga Rasiah (2010) và Eichengreen và Gibson (2001). Cụ thể khi LDR tăng 1% trong điều kiện các yếu tố khác không đổi thì lợi nhuận ròng của NHTM trung bình tăng 670.952,4 triệu đồng.Điều này cũng phù hợp với thực tiễn tại Việt Nam hay bất kỳ quốc gia nào, bởi vì khi một NH có thể huy động được nhiều tiền gửi từ khách hàng sẽ giúp cho NH đó có nguồn vốn với giá rẻ và dễ dàng sử dụng để tài trợ vốn cho các dự án và các đối tượng cần vốn, từ đó phần chênh lệch giữa thu lãi cho vay và trả lãi tiền gửi khách hàng càng lớn, góp phần gia tăng lợi nhuận, tăng hiệu quả kinh doanh và làm tăng tiềm lực tài chính cho NH.

Hệ số huy động vốn (DEP) không có ý nghĩa thống kê đối với lợi nhuận ròng của NHTM. Kết quả nghiên cứu này trái với nghiên cứu của Davydenko (2010), Guru và các cộng sự (2002), Kosmidou (2006). Nhưng tại Việt Nam kết quả này lại

phù hợp. Theo Phạm Thị Hoàng Yến (2003) nghiên cứu “Phân tích ảnh hưởng của

cấu trúc vốn đến khả năng sinh lời của NHTM Việt Nam” cũng kết luận các khoản huy động vốn từ khách hàng không có ý nghĩa, còn các khoản nợ khác như giấy tờ có giá, các công cụ chứng khoán phái sinh lại có ý nghĩa mạnh mẽ, điều này cho thấy các NHTM đang sử dụng các nguồn vốn ngoài huy động để gia tăng lợi nhuận là chủ yếu.

Hệ số rủi ro tín dụng (RR) có ảnh hưởng nghịch biến đối với lợi nhuận ròng của NHTM nhưng độ tin cậy khá thấp, 92.7%. Điều này có nghĩa là khi hệ số rủi ro tín dụng tăng 1% thì lợi nhuận thuần của NH giảm trung bình 185.227,7 triệu đồng trong điều kiện các yếu tố khác không đổi. Kết quả nghiên cứu cũng phù hợp với nghiên cứu của Hassan và Bashir (2003). Sở dĩ ngay từ đầu tác giả cũng kỳ vọng biến RR có ý nghĩa tác động ngược chiều với NP vì nhận thấy bất kỳ một NH nào có tỷ lệ dự phòng rủi ro tín dụng trên dư nợ tín càng cao thì khả năng mất vốn sẽ càng lớn, đặc biệt là ở giai đoạn hiện nay, tình hình kinh tế khó khăn, các doanh

69

nghiệp thua lỗ, phá sản, sẽ làm cho việc thu hồi nợ càng khó khăn hơn, dẫn đến ảnh hưởng xấu đến tình hình tài chính của NH. Tuy nhiên, thực tiễn tại Việt Nam những số liệu thống kê, báo cáo liên quan đến tình hình nợ xấu hay khoản trích dự phòng của mỗi NH trên bảng cân đối tài chính gần như không phản ánh đúng tình hình thực tế, do đó số liệu của biến RR trong mô hình thiếu độ chính xác, do đó dẫn đến kết quả hồi quy bị chệch, độ tin cậy thấp.

Quy mô tài sản NHTM (BS) có ảnh hưởng tích cực đến lợi nhuận ròng của NHTM ở mức ý nghĩa 1%. Kết quả cho thấy khi quy mô NHTM tăng 1% thì lợi

nhuận ròng của NHTM tăng trung bình khoảng 2.470.741triệu đồng trong điều kiện

các yếu tố khác không đổi, phù hợp với kết quả nghiên cứu của Adris (2011) hay của Vong và Chan (2006) khi nghiên cứu các yếu tố ảnh hưởng đến lợi nhuận của NHTM ở Malaysia. Điều này chứng tỏ các NHTM đang đạt được lợi thế cạnh tranh nhờ quy mô góp phần gia tăng lợi nhuận của NHTM. Đồng thời, cũng giải thích tại sao giai đoạn từ năm 2005 hệ thống NHTM phát triển mạnh mẽ về số lượng chi nhánh và các phòng giao dịch.

Tỷ lệ vốn chủ sở hữu trên tài sản (CA) tác động mạnh đến lợi nhuận của NHTM. Cụ thể khi CA tăng 1% trong điều kiện các yếu tố khác không đổi thì lợi nhuận

thuần của NHTM trung bình tăng 3.524.378 triệu đồng. Điều này cũng phù hợp với

kết quả nghiên cứu của Demirguc-Kunt và Huizinga (1999). Kết quả nghiên cứu cũng phù hợp với tình hình kinh tế thị trường tại Việt Nam, khi một NH có vốn chủ sở hữu lớn sẽ giúp họ tự chủ tốt về mặt tài chính đồng thời có nhiều cơ hội để thực hiện được các dự án lớn và cũng dễ dàng chống đỡ khi có các rủi ro xảy ra. Từ số liệu thống kê trong Chương 3, thời gian từ năm 2010 – 2011, NHNN quy định tăng vốn điều lệ của các NHTM tối thiểu 3.000 tỷ đồng. Do vậy năm 2010 hầu hết các NHTM buộc phải đưa ra giải pháp để tăng vốn như tăng vốn nhờ vào sức mạnh tài chính của cổ đông hiện hữu; phát hành thêm cổ phiếu trên thị trường chứng khoán, bán cổ phần cho nhà đầu tư chiến lược nước ngoài, hoặc phải sáp nhập với NH trong nước,… Thực tế, khi các NHTM đáp ứng được yêu cầu của NHNN (thời điểm năm 2011), nhờ sức mạnh về vốn đó đã tạo ra được giá trị gia tăng trong hiệu quả

70

hoạt động của các NHTM. Tổng lợi nhuận toàn ngành năm 2011 đạt mức cao nhất từ trước tới nay là xấp xỉ 40 ngàn tỷ đồng

Tỷ lệ lương và các chi phí nhân viên khác trên tổng tài sản (OVRE1) không ảnh

hưởng đến lợi nhuận của NHTM, kết quả này trái với kết quả nghiên cứu của Guru

và các cộng sự (2002), Kosmidou (2006), Pasiouras và các cộng sự (2006) khi nghiên cứu các quốc gia lần lượt Malaysia, Đức và Úc. Có thể giải thích rằng, do các NHTM Việt Nam chưa đánh giá và đo lường được ảnh hưởng chi phí lương và các chi phí nhân viên khác lên chi phí hoạt động của NHTM, do vậy NHTM chưa đánh giá hết được ảnh hưởng đến lợi nhuận của NHTM.

4.4. Thảo luận kết quả nghiên cứu

Thông qua việc tổng luận cơ sở lý thuyết về hiệu quả hoạt động và các nhân tố ảnh hưởng đến hiệu quả hoạt động của các NHTM Việt Nam trong Chương 1, nghiên cứu đã tổng lược 8 nhân tố nội tại ảnh hưởng hiệu quả hoạt động của NHTM Việt Nam.

Mô hình cho kết quả trong 8 biến tác giả sử dụng đưa vào mô hình, có 4 biến tác động cùng chiều lên lợi nhuận ròng của NHTM, bao gồm ROA, BS, CA, LDR ở mức độ tin cậy 99%, còn 1 biến RR tác động ngược chiều ở mức độ tin cậy 92.7%. Trong khi đó, 3 biến NIM, DEP, OVRE1 không có ý nghĩa thống kê tác động tới lợi nhuận ròng của NHTM. Điều này trái ngược với các nghiên cứu trước đây và trái với kỳ vọng của tác giả, tuy nhiên xét ở khía cạnh nào đó kết quả đó lại phù hợp trong điều kiện kinh tế ở Việt Nam và giai đoạn nghiên cứu từ năm 2007 - 2013.

Kết quả kiểm định mối quan hệ nhân quả giữa các khái niệm trong mô hình lý thuyết chính thức (chuẩn hóa) cho thấy tỷ lệ vị thế (tầm quan trọng) của các yếu tố ảnh hưởng đến hiệu quả hoạt động của các NHTM Việt Nam là rất khác nhau, cụ thể thứ tự tác tộng từ cao xuống thấp trong mô hình là nhân tố vốn chủ sở hữu/tổng tài sản (+), nhân tố quy mô tổng tài sản (+), nhân tố lợi nhuận ròng/tổng tài sản (+), nhân tố tổng cho vay/tổng huy động (+), nhân tố dự phòng tín dụng/tổng dư nợ (-).

Tuy vậy, mô hình có giá trị R-squared = 0.7476 nên chỉ phản ánh được 74.76% vấn đề nghiên cứu. Vì thế, sẽ còn có những yếu tố nội tại khác có thể có

71

ảnh hưởng đến hiệu quả hoạt động của các NHTM Việt Nam nhưng chưa được nghiên cứu này bao quát hết trong mô hình nghiên cứu hiện tại. Qua kết quả hồi quy chứng tỏ vai trò của các yếu tố trong việc góp phần nâng cao hiệu quả hoạt động được phân định thứ bậc rõ rệt. Vì thế, giải pháp xây dựng để nâng cao hiệu quả hoạt động cho các NHTM phải dựa vào kết quả kiểm định của các nhân tố ảnh hưởng đến hiệu quả hoạt động của các NHTM Việt Nam nhưng cần điều chỉnh qua thời gian khi tỷ lệ của các nhân tố trên có sự thay đổi theo thời gian, không gian.

KẾT LUẬN CHƯƠNG 4

Bằng cách sử dụng kiểm định Hausman để lựa chọn mô hình ước lượng phù hợp cho dữ liệu bảng và một số kiểm định liên quan như kiểm định hiện tượng đa cộng tuyến, tự tương quan, phương sai thay đổi để chắc chắn mô hình hồi quy cho kết quả chính xác. Với 1 biến phụ thuộc đại diện cho hiệu quả hoạt động NH là lợi nhuận ròng sau thuế của NH và 8 biến độc lập được sử dụng nhằm đại diện cho các đặc điểm nội tại của NH được nghiên cứu bao gồm tỷ suất sinh lời trên tài sản, tỷ lệ