4.4.1. Kết quả phân tích hồi qui mô hình ROE
Bảng 4.5. Phân tích hồi qui mô hình ROE
Biến Pooled OLS FEM REM
Coef P-value coef P-value coef P-value SIZE 0.0293308 0.062 -0.0279257 0.260 0.0231175 0.184 CA -0.5226002 0.000 -0.5849052 0.000 -0.5187083 0.000 DP -0.009235 0.872 -0.1598903 0.010 -0.0756919 0.195 LOAN 0.0420019 0.435 0.0023355 0.976 0.0552881 0.363 LQD 0.1122554 0.134 0.0554112 0.480 0.1116801 0.137 NPL -1.368097 0.001 -0.6849469 0.102 -1.123411 0.005 OC -0.3847814 0.807 -1.298408 0.442 -0.7852082 0.623 GDP 1.595876 0.017 0.092584 0.989 1.245163 0.053 INF 0.3653942 0.000 0.2356283 0.009 0.3322399 0.000
Theo kết quả bảng 4.5 Phân tích hồi qui mô hình ROE theo 3 phƣơng pháp ƣớc lƣợng mô hình tổng quát gồm mô hình ƣớc lƣợng OLS thô (OLS pooled), mô hình tác động cố định (FEM) và mô hình tác động ngẫu nhiên (REM) và phụ lục 14. Kiểm định hausman mô hình ROE để lựa chọn mô hình phù hợp nhất. Theo phụ lục 11. Phân tích hồi qui mô hình ROE theo pooled OLS, phụ lục 12. Phân tích hồi qui mô hình ROE theo FEM, phụ lục 13. Phân tích hồi qui mô hình ROE theo REM theo mức ý nghĩa 1% ta có Prob lớn hơn F = 0.0000 nhỏ hơn 1% bác bỏ giả thuyết H0 và chọn mô hình FEM. Từ phụ lục 14.Kiểm định hausman mô hình ROE do chi2 đạt giá trị âm nên tác giả lựa chọn mô hình Fixed effects. (trƣờng hợp không quyết định đƣợc chọn FEM hay REM thì sẽ chọn FEM).
Việc lựa chọn mô hình tại bƣớc này chỉ mang tính chất trung gian vì mô hình có hiện tƣợng tự tƣơng quan giữa các sai số và phƣơng sai thay đổi nên tác giả sẽ sử dụng phƣơng pháp FGLS để khắc phục và đƣa ra mô hình phù hợp hơn, đảm bảo ƣớc lƣợng vững và hiệu quả. Theo phụ lục 15. Hồi qui FGLS mô hình ROE với mức ý nghĩa 1% có p-value (Prob) = 0,0000 thì mô hình nghiên cứu có dạng nhƣ sau:
ROE = 0.0293308 SIZE– 0.5226002 CA – 1.368097 NPL + 1.595876 GDP + 0.3653942 INF (4.1)
Thảo luận kết quả phân tích mô hình ROE (4.1)
SIZE đo lƣờng tổng tài sản với mức ý nghĩa 10% có hệ số hồi qui dƣơng có tác động cùng chiều với ROE phù hợp với giả thuyết đƣa ra. Điều này phù hợp với kết quả nghiên cứu của Susan Moraa Onuonga (2014), Nguyễn Thị Mỹ Linh, Nguyễn Thị Ngọc Hƣơng (2015), Nguyễn Thị Ánh Tuyết (2015). Với điều kiện các yếu tố khác không đổi, khi biến SIZE tăng 1% thì ROE tăng 0.0293308%
CA đo lƣờng vốn chủ sở hữu với mức ý nghĩa 1% có hệ số hồi qui âm có tác động ngƣợc chiều với ROE phù hợp với giả thuyết đƣa ra. Theo Tăng Thị Phúc (2016), mặc dù vốn chủ sở hữu trong giai đọan 2010-2014 có xu hƣớng tăng nhƣng do tín dụng tăng thấp, lãi suất cho vay giảm, chi phí huy động và chi phí trích lập DPRR tín dụng tăng cao tạo áp lức lớn về sử dụng vốn đối với các NHTM, nên kết quả kinh doanh của ngân hàng gặp nhiều khó khăn, làm suy giảm khả năng sinh lời của NHTM Việt Nam trong giai đọan này. Điều này phù hợp với kết quả nghiên cứu của Trịnh Quốc Trung, Nguyễn Văn Sang (2013), Nguyễn Thị Mỹ Linh, Nguyễn Thị Ngọc Hƣơng (2015), Nguyễn Thị Ánh Tuyết (2015). Với điều kiện các yếu tố khác không đổi, khi biến CA tăng 1% thì ROE giảm 0.5226002%.
NPL đo lƣờng nợ xấu với mức ý nghĩa 1% có hệ số hồi qui âm có tác động ngƣợc chiều nghiêm trọng với ROE phù hợp với giả thuyết đƣa ra, khi nợ xấu gia tăng thì NHTM phải tăng chi phí trích lập DPRR, giảm hiệu quả hoạt động kinh doanh và khả năng sinh lời của NHTM. Với điều kiện các yếu tố khác không đổi, khi biến NPL tăng 1% thì ROE giảm 1.368097%.
GDP đo lƣờng tăng trƣởng kinh tế giai đọan 2006-2015 với mức ý nghĩa 5% có hệ số hồi qui dƣơng có tác động cùng chiều với ROE phù hợp với giả thuyết đƣa ra. Điều này đƣợc giải thích là do khi tăng trƣởng kinh tế cao, khách hàng kinh doanh hiệu quả, tăng khả năng thanh toán các khoản nợ đến hạn cho ngân hàng, làm tỷ lệ nợ xấu giảm xuống và tăng các khoản vay mới mở rộng đầu tƣ, đồng thời tăng cƣờng sử dụng các sản phẩm dịch vụ ngân hàng, tăng huy động nguồn vốn tích lũy trong dân cƣ, tăng hiệu quả hoạt động kinh doanh, khả năng sinh lời của ngân hàng. Và ngƣợc lại, tăng trƣởng kinh tế thấp làm giảm khả năng sinh lời của ngân hàng do phát sinh tăng nợ xấu, khó huy động vốn nhàn rỗi, tích lũy trong dân. Điều này phù hợp với kết quả nghiên cứu của Nguyễn Thị Ánh Tuyết (2015). Với điều kiện các yếu tố khác không đổi, khi biến GDP tăng 1% thì ROE tăng 1.595876%.
INF đo lƣờng tỷ lệ lạm phát giai đọan 2006-2015 với mức ý nghĩa 1% có hệ số hồi qui dƣơng có tác động cùng chiều với ROE chƣa phù hợp với giả thuyết đƣa ra. Trong giai đọan nghiên cứu thì lạm phát tăng cao kéo dài, các nhà quản trị ngân hàng có thể dự đoán trƣớc đƣợc chính xác tình hình lạm phát để có thể điều chỉnh mức lãi suất phù hợp tăng doanh thu nhanh hơn chi phí, làm tăng lợi nhuận, tăng khả năng sinh lời của NHTM. Điều này phù hợp với kết quả nghiên cứu của Nguyễn Thị Ánh Tuyết (2015). Với điều kiện các yếu tố khác không đổi, khi biến INF tăng 1% thì ROE tăng 0.3653942%.
Từ phụ lục 15. Hồi qui FGLS mô hình ROE, với múc ý nghĩa 10% thì các biến DP, OC đo lƣờng tiền gửi khách hàng, chi phí hoạt động có dấu âm tác động ngƣợc chiều đến ROE; các biến LOAN, LQD đo lƣờng cho vay khách hàng, tính thanh khoản có dấu dƣơng tác động cùng chiều đến ROE do p-value (prob) lớn hơn 10% nên các biến này không có ý nghĩa thống kê.
4.4.2. Kết quả phân tích hồi qui mô hình ROA
Bảng 4.6. Phân tích hồi qui mô hình ROA
Biến Pooled OLS FEM REM
Coef P-value coef P-value coef P-value SIZE -0.0002137 0.881 -0.0040927 0.077 -0.0005525 0.722 CA 0.0251818 0.050 0.0085249 0.514 0.0207268 0.102 DP 0.0031766 0.545 -0.0118441 0.038 -0.0023282 0.663 LOAN 0.0054249 0.272 0.0010051 0.889 0.0059155 0.276 LQD 0.0013451 0.844 -0.0093169 0.202 -0.001034 0.881 NPL -0.1232165 0.001 -0.0525286 0.177 -0.1026247 0.005 OC -0.1363579 0.347 -0.2344957 0.137 -0.1618479 0.268 GDP 0.0687105 0.259 -0.0298854 0.636 0.0549158 0.354 INF 0.0291383 0.001 0.0224797 0.007 0.0280346 0.001
Bảng 4.6. Phân tích hồi qui mô hình ROA theo 3 phƣơng pháp ƣớc lƣợng mô hình tổng quát gồm mô hình ƣớc lƣợng OLS thô (OLS pooled), mô hình tác động cố định (FEM) và mô hình tác động ngẫu nhiên (REM) và phụ lục 19.Kiểm định Hausman mô hình ROA để lựa chọn mô hình phù hợp nhất. Theo phụ lục 16.Phân tích hồi qui mô hình ROA theo OLS Pooled, phụ lục 17.Phân tích hồi qui mô hình ROA theo FEM và phụ lục 18.Phân tích hồi qui mô hình ROA theo REM thì với mức ý nghĩa 1%, ta có Prob lớn hơn F = 0.0000 nhỏ hơn 1% nên bác bỏ giả thuyết H0 chọn mô hình FEM (khi bác bỏ H0 thƣờng thì REM không hợp lý nên sử dụng FEM, nếu chấp nhận H0 thì kết luận rằng không có sự khác biệt giữa FEM và REM).
Việc lựa chọn mô hình tại bƣớc này chỉ mang tính chất trung gian vì mô hình ROA có hiện tƣợng tự tƣơng quan và phƣơng sai số thay đổi nên tác giả sử dụng phƣơng pháp bình phƣơng bé nhất tổng quát khả thi (FGLS) để khắc phục hiện tƣợng tự tƣơng quan và phƣơng sai số thay đổi nhằm đảm bảo ƣớc lƣợng thu đƣợc vững và hiệu quả. Theo phụ lục 20. Hồi qui FGLS mô hình ROA với mức ý nghĩa 1% có p- value (Prob) = 0.0000 thì mô hình nghiên cứu có dạng nhƣ sau:
ROA = 0.0251818 CA – 0.1232165 NPL + 0.0291383 INF (4.2)
Thảo luận kết quả phân tích mô hình ROA (4.2)
CA đo lƣờng vốn chủ sở hữu với mức ý nghĩa 5% có hệ số hồi qui dƣơng phù hợp với giả thuyết đƣa ra. Đối với ngân hàng có vốn chủ sở hữu lớn thì khả năng đa dạng hóa các khoản cho vay tốt hơn, giảm rủi ro phát sinh nợ xấu, tăng đầu tƣ công nghệ kiểm soát rủi ro, có khả năng mở rộng, phát triển đa dạng các sản phẩm dịch vụ thu hút đƣợc nhiều khách hàng hơn từ đó tăng thu nhập, giảm thiểu chi phí phát sinh, nâng cao khả năng sinh lời của NHTM và ngƣợc lại. Trong giai đọan nghiên cứu, theo yêu cầu của NHNN Việt Nam các NHTM phải nhanh chóng nâng vốn pháp định của ngân hàng từ 1.000 tỉ đồng lên 3.000 tỉ đồng. Kết quả nghiên
Trung, Nguyễn Văn Sang (2013), Nguyễn Thị Mỹ Linh, Nguyễn Thị Ngọc Hƣơng (2015), Nguyễn Thị Ánh Tuyết (2015). Với điều kiện các yếu tố khác không đổi, khi biến CA tăng 1% thì ROA tăng 0.0251818%.
NPL đo lƣờng nợ xấu với mức ý nghĩa 1% có hệ số hồi qui dấu âm nên tác động ngƣợc chiều đến ROA phù hợp giả thuyết nghiên cứu, khi nợ xấu gia tăng thì NHTM phải tăng chi phí trích lập DPRR nên ảnh hƣởng đến kết quả kinh doanh thì khả năng sinh lời của NHTM giảm. Điều này phù hợp với kết quả nghiên cứu của Muhammad Bilal và cộng sự (2013), Trịnh Quốc Trung, Nguyễn Văn Sang (2013), Hồ Thị Hồng Minh và Nguyễn Thị Cành (2015). Nguyên nhân là do việc quản trị ngân hàng yếu kém dẫn đến rủi ro tín dụng làm nợ xấu gia tăng, ngƣợc lại, ngân hàng nào có hiệu quả kinh doanh cao hay khả năng sinh lời cao thì ngân hàng có khả năng kiểm soát nợ xấu hay kiểm soát tốt chi phí kinh doanh nên nợ xấu phát sinh thấp. Với điều kiện các yếu tố khác không đổi, khi biến NPL tăng 1% thì ROA giảm 0.1232165%.
INF đo lƣờng tỷ lệ lạm phát của Việt Nam giai đọan 2006-2015 với mức ý nghĩa 1% có hệ số hồi qui dƣơng chƣa phù hợp với giả thuyết đƣa ra. Trong giai đọan nghiên cứu lạm phát tăng cao kéo dài, các nhà quản trị ngân hàng có thể dự đoán trƣớc đƣợc tình hình lạm phát để có thể điều chỉnh mức lãi suất phù hợp tăng doanh thu nhanh hơn chi phí, làm tăng lợi nhuận, tăng khả năng sinh lời của NHTM. Điều này phù hợp với kết quả nghiên cứu của Nguyễn Thị Ánh Tuyết (2015). Với điều kiện các yếu tố khác không đổi, khi biến INF tăng 1% thì ROA tăng 0.0291383%.
Từ kết quả phân tích phụ lục 20. Hồi qui FGLS mô hình ROA với mức ý nghĩa 10%, các biến còn lại nhƣ SIZE, OC có dấu âm tác động ngƣợc chiều với ROA, các biến DP, LOAN, LQD, GDP và hệ số chặn có dấu dƣơng tác động cùng chiều với ROA nhƣng p-value (prob) lớn hơn 10% nên không có ý nghĩa thống kê trong mô hình ROA.
CHƢƠNG 5
KẾT LUẬN VÀ KHUYẾN NGHỊ TỪ KẾT QUẢ NGHIÊN CỨU
5.1 KẾT LUẬN NGHIÊN CỨU
Ngày nay trong điều kiện hội nhập kinh tế quốc tế thì ngân hàng càng quan tâm đến hiệu quả tài chính, là cơ sở đảm bảo cho sự tồn tại và phát triển của hệ thống ngân hàng. Để xác định các nhân tố ảnh hƣởng đến hiệu quả tài chính của NHTM Việt Nam, tác giả sử dụng phƣơng pháp thống kê mô tả, phân tích tƣơng quan, phân tích hồi qui và thực hiện các kiểm định cần thiết theo dữ liệu của 17 NHTMCP Việt Nam giai đọan 2006-2015 gồm 170 quan sát.
Kết quả nghiên cứu cho thấy:
Các yếu tố tác động đến ROE: Các yếu tố tác động cùng chiều đến ROE là qui mô tổng tài sản (SIZE), tăng trƣởng kinh tế (GDP) và lạm phát (INF); các yếu tố tác động ngƣợc chiều ROE là vốn chủ sở hữu (CA), nợ xấu (NPL); Trong đó hai yếu tố có mức độ ảnh hƣởng nghiêm trọng là yếu tố nợ xấu có tác động tiêu cực và yếu tố tăng trƣởng kinh tế có tác động tích cực đến khả năng sinh lời của ngân hàng thƣơng mại Việt Nam giai đọan 2006-2015.
Các yếu tố tác động đến ROA: Các yếu tố tác động cùng chiều đến ROA là vốn chủ sở hữu (CA) và lạm phát (INF); yếu tố tác động ngƣợc chiều ROA là nợ xấu (NPL). Trong đó yếu tố có mức độ ảnh hƣởng nghiêm trọng là yếu tố nợ xấu có tác động tiêu cực đến khả năng sinh lời của ngân hàng thƣơng mại Việt Nam giai đọan 2006-2015.
Đối với tác động của tiền gửi khách hàng (DP), cho vay khách hàng (LOAN), tính thanh khoản (LQD) và chi phí hoạt động (OC) lên khả năng sinh lời của các NHTM Việt Nam giai đọan 2006-2015 tác giả không đủ cơ sở kết luận.
5.2. MỘT SỐ KHUYẾN NGHỊ
Trên cơ sở kết quả nghiên cứu tác giả gợi ý một số khuyến nghị đối với các nhà quản trị ngân hàng góp phần cải thiện khả năng sinh lời của NHTM Việt Nam hoạt động ổn định phát triển bền vững và an toàn hơn, cụ thể nhƣ:
Thứ nhất là về qui mô ngân hàng, theo kết quả nghiên cứu cho thấy qui mô ngân hàng có tác động cùng chiều với khả năng sinh lời của NHTM Việt Nam trong giai đọan 2006-2015, các tổ chức có qui mô lớn sẽ hiệu quả hơn, có thể cung cấp đƣợc dịch vụ tại mức giá thấp hơn nhờ vào lợi thế kinh tế qui mô qua đó thu về lợi nhuận lớn hơn. Tuy nhiên, cũng không ít các quan điểm cho rằng việc mở rộng qui mô hoạt động của ngân hàng không hợp lý sẽ gây rất nhiều khó khăn trong việc quản trị ngân hàng, đồng thời lại có thể khiến các nhà quản trị đƣa ra các quyết định sai lầm làm suy giảm khả năng sinh lời của ngân hàng. Do đó, các nhà quản trị ngân hàng cần tăng cƣờng cải tiến năng lực quản trị, tăng qui mô hoạt động ngân hàng phù hợp tình hình đặc điểm của chính ngân hàng để có thể nâng cao năng lực cạnh tranh, tăng khả năng sinh lời cho các ngân hàng thƣơng mại.
Thứ hai là quản trị vốnchủ sở hữu, là chỉ tiêu xác định tỷ lệ an toàn vốn tối thiểu theo qui định. Kết quả nghiên cứu cho thấy vốn chủ sở hữu có tác động tích cực cùng chiều với ROA và ngƣợc chiều với ROE của NHTM Việt Nam giai đọan 2006-2015. Vốn chủ sở hữu thể hiện sức mạnh tài chính của ngân hàng, một ngân hàng có vốn chủ sở hữu lớn là yếu tố đảm bảo cho ngân hàng hoạt động an toàn. Tuy nhiên, vốn chủ sở hữu trên tổng tài sản càng lớn dẫn đến chi phí sử dụng vốn bình quân càng cao, do chi phí sử dụng vốn chủ sở hữu cao hơn chi phí sử dụng nợ,
trong khi đó việc tăng lãi suất cho vay sẽ gặp nhiều khó khăn trong tình hình cạnh tranh giữa các ngân hàng, nên khả năng sinh lời sẽ bị thu hẹp. Việc gia tăng quy mô vốn chủ sở hữu cần căn nhắc cho từng ngân hàng cụ thể, việc tăng vốn chủ sở hữu phải phù hợp với chiến lƣợc kinh doanh, đặc điểm của từng ngân hàng, cân đối sử dụng vốn hợp lý giữa vốn cho vay và vốn huy động để phát huy đƣợc ƣu điểm của các hình thức huy động vốn và phải phù hợp với năng lực quản trị điều hành sử dụng vốn của từng ngân hàng cụ thể. Tuy nhiên, các NHTM cần có lộ trình và phƣơng pháp phù hợp cụ thể để nâng cao năng lực tài chính, tránh gây áp lực trong việc nâng cao khả năng sinh lời cho chủ đầu tƣ.
Thứ ba tăng cƣờng xử lý nợ xấu, theo kết quả nghiên cứu chứng minh đƣợc rằng nợ xấu có ảnh hƣởng nghiêm trọng tiêu cực đến khả năng sinh lời của NHTM Việt Nam trong giai đọan nghiên cứu, khi nợ xấu gia tăng làm suy giảm đáng kể hiệu quả hoạt động kinh doanh hay khả năng sinh lời của các NHTM Việt Nam. Ngân hàng có tỷ lệ nợ xấu cao thì phải tăng cƣờng quản trị, kiểm soát rủi ro phù hợp với qui mô tổng tài sản tăng lên theo thời gian; tăng cƣờng các biện pháp nghiên cứu phân tích tín dụng và giám sát khả năng trả nợ của khách hàng hiệu quả hơn; thực hiện các giải pháp tập trung xử lý dứt điểm các khoản nợ xấu nhƣ bán tài sản đảm bảo, tích cực thu hồi nợ, đánh giá lại nợ hoặc bán nợ,…để tiết giảm chi phí dự