Hiệu quả hoạt động của ngân hàng sẽ được thể hiện qua tỷ suất sinh lời trên tổng tài sản (ROA) của các NHTM theo quy mô lớn, trung bình và nhỏ từ năm 2006 đến năm 2017.
Nguồn: Tổng hợp từ BCTC của các ngân hàng
Từ năm 2006-2017, ROA không ổn định trong hầu hết các ngân hàng quy mô lớn và có xu hướng giảm ngoại trừ ROA của ngân hàng CTG có xu hướng tăng so với năm 2006. Dựa vào biểu đồ 4.4, ta có thể thấy từ năm 2006-2008, các ngân
0.0000 0.0050 0.0100 0.0150 0.0200 0.0250 2006 2007 2008 2009 2010 2011 2012 2013 2014 2015 2016 2017 AGR BID CTG VCB
hàng đều có sự tăng trưởng ROA, riêng ngân hàng VCB có sự giảm mạnh. Từ năm 2008-2009, ROA của ngân hàng CTG và ARG có xu hướng giảm, trong khi ngân hàng VCB có sự tăng trưởng ROA vượt bật, theo sau đó là ngân hàng BIDV có sự tăng trưởng ROA nhẹ. Năm 2009-2011, các ngân hàng VCB và BIDV có xu hướng giảm, riêng ngân hàng CTG và ARG có sự tăng trưởng ROA. Kể từ năm 2011- 2017, ROA của các ngân hàng đều có xu hướng giảm, và tăng dần trong năm tiếp theo, nhưng nh n chung ROA của các ngân hàng ở các năm đều thấp hơn ROA năm 2006 ngoại trừ ngân hàng CTG có ROA ở năm 2017 tăng nhẹ so với năm 2006.
Nguồn: Tổng hợp từ BCTC của các ngân hàng
Dựa vào biểu đồ, ta có thể nhận thấy ROA của phần lớn các ngân hàng có quy mô trung nh có xu hướng giảm từ năm 2006-2017 ngoại trừ ngân hàng Techcom và VPB có xu hướng tăng ở cuối giai đoạn 2017. Từ năm 2006- 2010, ROA các ngân hàng đều có xu hướng giảm nhẹ sau đó tăng dần và giảm xuống thấp
0 0.005 0.01 0.015 0.02 0.025 0.03 0.035 2006 2007 2008 2009 2010 2011 2012 2013 2014 2015 2016 2017 ACB MBB SCB SHB STB Techcom VPB
hơn so gới năm 2006, ngoại trừ ngân hàng SHB có sự tăng trưởng ROA, bên cạnh đó ngân hàng Techcom ank có ROA tăng mạnh, mặc d đến năm 2010 th ROA của ngân hàng giảm nhẹ. Sau đó, từ năm 2010-2014, ROA của các ngân hàng đều có xu hướng giảm, duy chỉ có ngân hàng Techcom ank có xu hướng tăng nhẹ. Từ năm 2014 trở đi, ngân hàng Techcom và VPB có sự tăng trưởng vượt bật trong ROA, các ngân hàng còn lại tiếp tục biểu hiện sự sụt giảm, không có dấu hiệu tăng.
Biểu đồ 4.6. ROA các NHTM có quy mô nhỏ giai đoạn 2006 - 2007
Nguồn: Tổng hợp từ BCTC của các ngân hàng
Dựa vào biểu đồ 4.6, ta có thể thấy hầu hết các ngân hàng đều có mức ROA dao động từ cận 0-0.05 từ năm 2006-2017. Các ngân hàng sau đó đều có xu hướng gỉam dần ROA đến cận 0 tại năm 2017, riêng ngân hàng OCB từ giai đoạn 2008- 2009 có sự tăng trưởng ROA vượt bật 0.24 cao gấp nhiều lần so với các ngân hàng khác. Tuy nhiên sau đó 2009-2017, ROA của OCB giảm mạnh và tiệm cận 0 tại 2017. 0.0000 0.0500 0.1000 0.1500 0.2000 0.2500 2006 2007 2008 2009 2010 2011 2012 2013 2014 2015 2016 2017 ABB MHB MSB MXB Nam A NVB OCB PGB PNB SeaB SGB VIB
Vieta WEB KLB DongA
4.2. Kiểm định tác động của sự tăng trƣởng hoạt động phi tín dụng đến hiệu quả hoạt động NHTM Việt Nam giai đoạn 2005-2017
4.2.1. Thống kê mô tả
Dữ liệu được thu thập từ 32 NHTM Việt Nam giai đoạn 2006 – 2017 với các thông số về thống kê như sau:
Nguồn: Tính toán từ chương trình Stata
Bảng 4.1 chỉ ra các giá trị trung bình, lớn nhất, nhỏ nhất của từng biến nghiên cứu. Kết quả cho thấy tăng trưởng phi tín dụng TTPTD trung nh đạt 4,97%/ năm. Trong đó lớn nhất là 6,65%/ năm và nhỏ nhất là 1,56%/ năm. Hiệu quả hoạt động dựa trên chỉ tiêu tỷ lệ ROA trung nh đạt 0,27%/ năm, giá trị lớn nhất là 31,14%. Như vậy, biến tỷ lệ ROA và tăng trưởng phi tín dụng đều dao động với iên độ khá lớn.
Bảng 4.1. Thống kê mô tả các biến sử dụng trong mô hình
Tên biến Trung bình Độ lệch chuẩn Giá trị nhỏ nhất Giá trị lớn nhất ROA 0,2693 2,3685 3,64e-06 31,1441 TTPTD 4,9773 0,9476 1,5563 6,6511 TA 17,618 1,8485 8,7379 8,7379 LDR 0,9932 0,4206 0,37187 3,8472 EQUITY 1,1035 9,6626 0,0004 169,068 GDP 6,4715 1,0332 5,25 8,46 INF 8,4712 6,2912 0,63 22,91
4.2.2. Phân tích tƣơng quan giữa các biến
Nghiên cứu sử dụng ma trận tương quan giữa các biến độc lập để xem xét hiện tượng đa cộng tuyến trong mô hình, kết quả được thể hiện ở Bảng 4.2 với biến phụ thuộc là ROA.
Nguồn: Kết xuất từ phần mềm Stata
Hệ số tương quan chỉ ra mối quan hệ hai chiều giữa từng cặp biến với nhau. Hệ số tương quan càng lớn cho thấy mối quan hệ giữa hai biến càng chặt Qvà ngược lại khi hệ số tương quan thấp diễn tả mối quan hệ giữa hai biến không chặt. Đồng thời với hệ số dương chỉ ra mối quan hệ cùng chiều giữa các cặp biến, hệ số âm cho thấy quan hệ ngược chiều giữa hai biến.
Bảng 4.2 cho thấy biến ROA có tương quan mạnh nhất với Equity (0,3622) và tương quan yếu nhất với TA (-0,3781). Biến tăng trưởng phi tín dụng TTPTD có tương quan âm với biến phụ thuộc ROA và các biến độc lập còn lại ngoại trừ TA, trong đó TTPTD có tương quan mạnh nhất với TA (0,7508) và tương quan yếu nhất
Bảng 4.2. Ma trận tƣơng quan giữa các biến
ROA TTPTD TA LDR EQUITY GDP INF
ROA 1 TTPTD -0,1773 1 TA -0,3781 0,7508 1 LDR 0,1489 -0,3342 -0,4194 1 EQUITY 0,3622 -0,1088 -0,3466 0,1848 1 GDP 0,0911 -0,1703 0,2402 0,2402 0,0001 1 INF 0,0569 -0,1506 0,1394 0,1394 0,1185 -0,0736 1
với LDR (-0,3342). Tuy nhiên hệ số tương quan chỉ đánh giá quan hệ hai chiều mà không đánh giá được tác động một chiều của các biến lên biến phụ thuộc ROA. Do vậy, tác giả tiếp tục thực hiện phân tích hồi quy.
Ngoài ra xét thấy có sự tương quan tương đối lớn giữa các biến, đặc biệt là tương quan giữa tăng trưởng phi tín dụng và quy mô tổng tài sản (0.7508). Vì vậy, để đảm bảo kết quả chạy mô hình là chính xác và phù hợp hơn tác giả thực hiện kiểm tra hiện tượng đa cộng tuyến trước khi chạy mô hình hồi quy.
4.2.3. Kiểm tra hiện tƣợng đa cộng tuyến
Đa cộng tuyến là hiện tượng các biến độc lập trong mô hình tương quan tuyến tính với nhau. Bài nghiên cứu tiến hành kiểm định hiện tượng đa cộng tuyến bằng cách dùng chỉ số phóng đại VIF (Variance Inflation Factor).
Bảng 4.3. Kết quả kiểm tra hiện tƣợng đa cộng tuyến
Bảng 4.3 cho thấy các giá trị VIF đều nhỏ hơn 10 cho thấy không tồn tại đa cộng tuyến giữa các biến trong mô hình, các biến tồn tại trong mô h nh đều phù hợp. Do vậy, tác giả đưa đồng thời các biến này vào mô hình hồi quy.
Variable VIF 1/VIF
TA 3,19 0,313038 TTPTD 2,48 0,402660 LDR 1,25 0,798819 EQUITY 1,24 0,807896 GDP 1,17 0,851698 INF 1,10 0,909573 Mean VIF 1,74
4.2.4.Kết quả ƣớc lƣợng GMM
Để tìm hiểu tác động của tốc độ tăng trưởng hoạt động phi tín dụng đến hiệu quả hoạt động của ngân hàng, tác giả tiếp cận phương pháp ước lượng GMM dựa trên biến phụ thuộc ROA.
Để kiểm định tính phù hợp của phương pháp hồi quy GMM, đề tài sử dụng kiểm định Sargan và Arellano – Bond (AR).
Kiểm định Sargan xác định tính phù hợp của các biến công cụ trong mô hình GMM. Đây là kiểm định này giới hạn về nội sinh (overidentifying restrictions) của mô hình. Kiểm định Sargan với giả thuyết H0 biến công cụ là ngoại sinh, không có tương quan sai số của mô hình. Giá trị p của thống kê Sargan càng lớn càng tốt.
Kiểm định Arellabo – Bond về sự tương quan (autocorrelation) có giả thuyết H0 không có tự tương quan và được áp dụng cho số dư sai phần. Theo Arellano, M. and S.Bond (1991) kiểm định tiến trình AR (1) trong sai phân bậc 1 thường bác bỏ giả thuyết H0. Tương quan ậc 2 AR(2) được kiểm định trên chuỗi sai phân của sai số để phát hiện tự tương quan của sai số bậc 1. Các kiểm định và kết quả hồi quy từ phần mềm Stata được trình bày cụ thể trong phụ lục.
Nguồn: Kết xuất từ phần mềm Stata
Ghi chú:
***, ** và * tương ứng với các mức ý nghĩa 1%, 5% và 10%
Giá trị trong ngoặc đơn là Std. Error – Sai số chuẩn
Dựa vào bảng 4.4, kết quả hồi quy thu được giá trị của p-value của Sargan Test lớn hơn 0,05 cho thấy việc sử dụng phương pháp GMM với các công cụ là phù hợp. Đồng thời AR(2) bằng 0,27 lớn hơn 0,05 cho thấy mô hình không tồn tại tự tương quan. Ngoài ra, kết quả hồi quy cũng cho thấy tốc độ tăng trưởng phi tín dụng và tỷ lệ vốn chủ sở hữu trên tổng tài sản có tác động đến ROA. Quy mô tổng tài sản, tỷ lệ cho vay trên tiền gửi có tác động ngược chiều với ROA. Với các biến còn lại là tốc độ tăng trưởng kinh tế GDP và tỷ lệ lạm phát INF đều không tác động lên ROA.
Bảng 2.4. Kết quả ƣớc lƣợng bằng phƣơng pháp GMM ROA TTPTD 1.0268** (0,465719) TA -0.6847*** (0,1876104) LDR -1.7888** (0,7950424) EQUITY 0.0257** (0,0125351) GDP 0.0058 (0,0058387) INF 0.0068 (0,0158111) Sargen Test 1,00 AR(2) 0,27
4.2.5.Phân tích kết quả nghiên cứu
Kết quả hồi quy cho thấy, với dữ liệu thu thập được trong phạm vi nghiên cứu, chỉ số đại diện cho hiệu quả hoạt dộng của ngân hàng là tỷ suất sinh lời trên tổng tài sản (ROA) cho ra kết quả ước lượng về mối quan hệ giữa các biến độc lập và biến phụ thuộc. Theo đó:
Tốc độ tăng trưởng phi tín dụng (TTPTD) tác động cùng chiều đến hiệu quả hoạt động của ngân hàng.
Quy mô ngân hàng (TA) tác động ngược chiều đến hiệu quả hoạt động của ngân hàng.
Tỉ lệ cho vay trên tiền gửi (LDR) tác động ngược chiều đến hiệu quả hoạt động của ngân hàng.
Tỷ lệ vốn chủ sở hữu trên tổng tài sản (Equity) tác động cùng chiều đến hiệu quả hoạt động của ngân hàng.
Tốc độ tăng trưởng kinh tế (GDP) và Tỉ lệ lạm phát (INF) không có ý ngh a thống kê trong mối quan hệ tác động đến hiệu quả hoạt động của ngân hàng.
Trên cơ sở đó, kết quả hồi quy được giải thích như sau:
Tốc độ tăng trưởng phi tín dụng (TTPTD)
Liên quan đến giả thuyết H1, tác động của tốc độ tăng trưởng hoạt động phi tín dụng đến hiệu quả hoạt động của NHTM, kết quả hồi quy cho thấy TTPTD tác động cùng chiều với ROA của ngân hàng và có ngh a thống kê ở mức 5%. Điều này có ngh a rằng khi ngân hàng tập trung phát triển hoạt động phi tín dụng thì sẽ giúp nâng cao hiệu quả hoạt động. Kết quả này phù hợp với kỳ vọng an đầu của tác giả và có cùng kết quả nghiên cứu với Céline Meslier-Crouzille, Ruth Tacneng, Amine Tarazi (2014) và Robert DeYoung,Tara Rice (2003).
Quy mô ngân hàng (TA)
Kết quả cho thấy quy mô ngân hàng tác động ngược chiều với ROA của ngân hàng với mức ngh a 1%. Kết quả này phù hợp với giả thuyết H2 của tác giả và cùng kết quả với các nghiên cứu của Asli Demirguc-Kunt, Laeven và Levine (2004), Fungacova và Pghosyan (2011) và Almajali và cộng sự của ông (2012) khi t m ra tác động ngược chiều của quy mô đến khả năng sinh lời của ngân hàng. Việc mở rộng quy mô sẽ làm chi phí tăng cao, sự phát triển về tr nh độ quản lý, nguồn nhân lực không theo kịp sự phát triển của quy mô dẫn đến rủi ro ngân hàng tăng cao, từ đó làm giảm hiệu quả hoạt động của ngân hàng.
Tỷ lệ cho vay trên tổng tiền gửi (LDR)
Kết quả nghiên cứu cho thấy LDR có tác động ngược chiều với ROA với mức ngh a thống kê ở mức 5%. Kết quả này phù hợp với nghiên cứu của Nguyễn Phương Chi (2013) cũng như kỳ vọng của tác giả trong giả thuyết H3. Tại Việt Nam, từ năm 2008 đến nay, trong giai đoạn khủng hoảng, lạm phát tăng cao, chính sách th t chặt tiền tệ của NHNN khiến hoạt động cho vay của các ngân hàng gặp khó khăn đáng kể. Nguồn vốn huy động gia tăng trong khi không đảm bảo được đầu ra dẫn đến tình trạng dư thừa thanh khoản, tăng chi phí cơ hội của ngân hàng; đồng thời những khó khăn trong hoạt động cho vay cũng đã làm giảm nguồn thu của ngân hàng từ hoạt động này, từ đó làm giảm hiệu quả hoạt động của ngân hàng. Khi các chính sách tiền tệ được nới lỏng, đi k m kích cầu của Chính phủ đã gi p nguồn vốn trong kinh tế được lưu thông dễ dàng hơn, chính sách hỗ trợ lãi suất cũng gi p các tổ chức, cá nhân dễ dàng hơn trong việc tiếp cận nguồn vốn của ngân hàng. Do đó, hoạt động cho vay của ngân hàng được đẩy mạnh, giải phóng được nguồn dư thừa, góp phần tăng doanh thu, cải thiện được lợi nhuận của ngân hàng.
Tỷ lệ vốn chủ sở hữu trên tổng tài sản (Equity)
Kết quả ước lượng cho thấy có tác động cùng chiều giữa Equity và ROA của ngân hàng với mức ngh a 5%, tuy nhiên mức độ ảnh hưởng của biến này đến hiệu quả hoạt động của các ngân hàng là không lớn. Ảnh hưởng của tỷ lệ vốn chủ sở hữu đến hiệu quả hoạt động ngân hàng là nhỏ vì vốn tự có của các NHTM được xem xét trong thời kỳ nghiên cứu còn nhỏ so với quy mô tài sản. Kết quả này phù hợp với giả thuyết H4 của tác giả và các nghiên cứu của Bourke (1989) và Onounga (2014).
Tốc độ tăng trưởng kinh tế (GDP)
Kết quả hồi quy cho thấy biến tốc độ tăng trưởng GDP không có tác động đến ROA. Điều này có kết quả khác với giả thuyết H5 an đầu của tác giả rằng GDP sẽ tác động cùng chiều với hiệu quả hoạt động của ngân hàng. Kết quả này có sự khác biệt với nghiên cứu trước đây của Naser và cộng sự (2013) và Neely, Wheelock (1997), Gul và ctg (2011). Nhưng kết quả này tương đồng với nghiên cứu của San và Heng (2012), tăng trưởng GDP bằng ROA, ROE, và NIM đối với các ngân hàng thương mại tại Malaysia. San và Heng cho rằng các ngân hàng hoạt động trong môi trường kinh tế v mô khác nhau sẽ bị ảnh hưởng bằng các biến kinh tế v mô khác nhau. Trong bài nghiên cứu này, có thể giải thích là tốc độ tăng trưởng GDP thường có xu hướng giảm nhanh hơn và tăng chậm hơn so với lợi nhuận của ngân hàng, vì lý do tốc độ tăng trưởng GDP thường dựa vào tình hình kinh tế cả năm, trong khi lợi nhuận ngân hàng có thể được phục hồi chỉ với sáu tháng cuối năm.
Tỷ lệ lạm phát (INF)
Kết quả nghiên cứu cho thấy tỷ lệ lạm phát không có ngh a thống kê trong mô hình, tức ngh a INF không tác động đến ROA của ngân hàng. Sufina và Ha i ullah (2012) đã sử dụng biến đại diện tỷ lệ lạm phát làm chỉ số đo lường cho nhân tố tăng trưởng kinh tế trong công trình nghiên cứu và cũng cho kết quả không có tác động của tăng trưởng kinh tế đến lợi nhuận của ngân hàng.
KẾT LUẬN CHƢƠNG 4
Chương 4 tr nh ày thực trạng tăng trưởng hoạt động phi tín dụng và hiệu quả hoạt động của các NHTM thông qua tỷ suất sinh lời trên tổng tài sản ROA trong giai đoạn 2006 – 2017. Ngoài ra , chương 4 cũng tr nh ày kết quả thống kê mô tả của các biến và ma trận hệ số tương quan của các biến trong mô hình nghiên cứu và kết quả của mô h nh ước lượng theo phương pháp GMM.
Căn cứ vào kết quả nghiên cứu, tác giả sẽ đưa ra các kết luận về vấn đề nghiên cứu, đề xuất các kiến nghị và nêu lên những mặt còn hạn chế của nghiên cứu cũng như gợi hướng nghiên cứu cho các nghiên cứu tiếp theo trong chương