3.3.1. Biến phụ thuộc
ROE làtỷ suất sinh lời trên vốn chủ sở hữu để đo lƣờng khả năng sinh lời của ngân hàng đƣợc tính bằng cách lấy lợi nhuận trƣớc thuế trên tổng vốn chủ sở tại thời điểm cuối năm (để thuế suất thuế thu nhập doanh nghiệp hàng năm không ảnh hƣởng đến tăng trƣởng lợi nhuận ngân hàng, tác giả lấy lợi nhuận trƣớc thuế để tính ROA qua các năm). Khoản mục vốn chủ sở hữu đƣợc lấy từ báo cáo cân đối, lợi nhuận trƣớc thuế đƣợc lấy từ báo cáo kết quả hoạt động kinh doanh hàng năm của các ngân hàng tại thời điểm cuối năm.
ROA là tỷ suất sinh lời trên tổng tài sản để đo lƣờng khả năng sinh lời của ngân hàng đƣợc tính bằng cách lấy lợi nhuận trƣớc thuế chia cho tổng tài sản tại thời điểm cuối năm. (để thuế suất thuế thu nhập doanh nghiệp hàng năm không ảnh hƣởng đến tăng trƣởng lợi nhuận ngân hàng, tác giả lấy lợi nhuận trƣớc thuế để tính ROA qua các năm). Khoản mục tổng tài sản đƣợc lấy từ báo cáo cân đối, lợi nhuận trƣớc thuế đƣợc lấy từ báo cáo kết quả hoạt động kinh doanh hàng năm của các ngân hàng tại thời điểm cuối năm.
3.3.2. Biến độc lập
SIZE đại diện cho quy mô ngân hàng, đƣợc tính bằng logarit tự nhiên của tổng tài sản trong kỹ thuật hồi qui phân tích dữ liệu vì tổng tài sản thƣờng có giá trị tuyệt đối lớn. Khoản mục tổng tài sản đƣợc lấy từ báo cáo cân đối của các ngân hàng tại
thời điểm cuối mỗi năm. Theo giả thuyết thì qui mô ngân hàng cùng chiều với khả năng sinh lời của ngân hàng hay dấu của SIZE sẽ dƣơng trong mô hình hồi qui này.
CA đo lƣờng tỷ lệ vốn chủ sở hữu trên tổng tài sản, đƣợc tính bằng cách lấy vốn chủ sở hữu chia cho tổng tài sản tại thời điểm cuối năm đƣợc dùng để đánh giá mức độ phù hợp của vốn. Khoản mục vốn chủ sở đƣợc lấy từ báo cáo cân đối của các ngân hàng tại thời điểm cuối mỗi năm. Theo giả thuyết, tồn tại tƣơng quan nghịch giữa vốn chủ sở hữu và khả năng sinh lời hay dấu của CA sẽ âm trong mô hình hồi qui này.
DP đo lƣờng tỷ lệ tiền gửi khách hàng trên tổng tài sản, đƣợc tính bằng cách lấy tổng số dƣ huy động tiền gửi khách hàng chia cho tổng tài sản tại thời điểm cuối năm. Khoản mục tiền gửi khách hàng đƣợc lấy từ báo cáo cân đối của các ngân hàng tại thời điểm cuối mỗi năm. Theo giả thuyết, tồn tại tƣơng quan cùng chiều giữa tiền gửi khách hàng và khả năng sinh lời hay dấu của DP sẽ dƣơng trong mô hình hồi qui này.
LOAN đo lƣờng tỷ lệ vốn cho vay so với tổng tài sản đƣợc tính bằng cách lấy tổng dƣ nợ cho vay khách hàng chia cho tổng tài sản tại thời điểm cuối năm phản ánh rủi ro thanh khoản trong hoạt động của ngân hàng. Khoản mục cho vay khách hàng đƣợc lấy từ báo cáo cân đối của các ngân hàng tại thời điểm cuối mỗi năm, không bao gồm số dƣ quỹ DPRR tín dụng. Theo giả thuyết, tồn tại tƣơng quan cùng chiều giữa cho vay khách hàng và khả năng sinh lời hay dấu của LOAN sẽ dƣơng trong mô hình hồi qui này.
LQD đo lƣờng tỷ lệ sản sản lƣu động trên tổng tài sản, đƣợc tính bằng cách lấy tiền mặt và các khoản tƣơng đƣơng tiền tại quỹ, tiền gửi tại NHNN, tiền gửi thanh toán tại các tổ chức tín dụng khác, tiền gửi và cho vay tại các tổ chức tín dụng khác dƣới 90 ngày, chứng khoán có thời hạn thu hồi hoặc đáo hạn không quá 3 tháng kể từ ngày mua chia cho tổng tài sản tại thời điểm cuối năm, là biến số đo lƣờng rủi ro thanh khoản của NHTM, phản ánh khả năng xử lý các nhu cầu tiền mặt tức thời. Khoản mục tổng tài sản lƣu động đƣợc lấy từ chỉ tiêu tiền và các khoản tƣơng đƣơng tiền cuối năm tại báo cáo lƣu chuyển tiền tệ của các ngân hàng tại thời điểm cuối mỗi năm. Theo giả thuyết, tài sản lƣu động đƣợc kỳ vọng ngƣợc chiều với khả năng sinh lời của ngân hàng hay dấu của LQD sẽ âm trong mô hình hồi qui này.
NPL đo lƣờng tỷ lệ nợ xấu trên tổng dƣ nợ của từng ngân hàng, đƣợc tính bằng tỷ lệ phần trăm của số dƣ nợ xấu (nợ từ nhóm 3 đến nhóm 5) chia cho tổng dƣ nợ cho vay khách hàng tại thời điểm cuối năm đƣợc sử dụng để đo lƣờng rủi ro tín dụng của ngân hàng, do vậy biến này phần nào phản ảnh năng lực quản trị điều hành của các nhà quản lý. Khoản mục nợ xấu đƣợc lấy từ thuyết minh báo cáo tài chính của các ngân hàng tại thời điểm cuối mỗi năm chia cho tổng dƣ nợ. Theo giả thuyết, nợ xấu đƣợc kỳ vọng ngƣợc chiều với khả năng sinh lời của ngân hàng do ảnh hƣởng đến chất lƣợng tín dụng đến chi phí trích DPRR hay dấu của NPL sẽ âm trong mô hình hồi qui này.
OC đo lƣờng chi phí hoạt động trên tổng tài sản của các NHTM tại thời điểm cuối năm. Khoản mục chi phí hoạt động đƣợc lấy từ báo cáo kết quả hoạt động kinh doanh của các ngân hàng tại thời điểm cuối mỗi năm. Theo giả thuyết, chi phí hoạt
động đƣợc kỳ vọng ngƣợc chiều với khả năng sinh lời của ngân hàng hay dấu của OC sẽ âm trong mô hình hồi qui này.
GDP thể hiện tác động của chu kỳ kinh tế tới khả năng sinh lời của các NHTMCP. Tác giả sử dụng chỉ số GDP, tỷ lệ tăng trƣởng tổng sản phẩm quốc nội hàng năm (%) để phản ánh môi trƣờng kinh tế đƣợc thu thập từ website chính thức của Tổng Cục thống kê.
INF đo lƣờng lạm phát hàng năm thể hiện qua chỉ số giá tiêu dùng (CPI), lạm phát tác động đến chi phí lƣơng và chi phí hoạt động khác của ngân hàng. Tác giả sử dụng tỷ lệ tỷ lệ % tăng, giảm CPI bình quân hàng năm để phản ánh tỷ lệ lạm phát đƣợc thu thập từ website chính thức của Tổng Cục thống kê.
3.4. DỮ LIỆU NGHIÊN CỨU
Dữ liệu nghiên cứu đƣợc hình thành từ việc thu thập dữ liệu của của 17 NHTMCP Việt Nam giai đoạn 2006-2015, trong giai đọan này hoạt động của hệ thống ngân hàng xảy ra nhiều biến cố liên quan đến hợp nhất, sáp nhập, thành lập mới,… dẫn đến báo cáo tài chính có sự thay đổi hoặc các ngân hàng công bố thông tin không đầy đủ. Sau khi loại bỏ những ngân hàng không công bố thông tin hoặc thông tin không đầy đủ đồng thời để số lƣợng quan sát đủ lớn cho dữ liệu nghiên cứu tác giả cũng thu thập số liệu của 3 NHTMCP có quá trình hợp nhất, sáp nhập từ năm 2010- 2015. Các chỉ số sử dụng trong nghiên cứu đo lƣờng các biến của mô hình là dữ liệu thứ cấp gồm 170 quan sát đƣợc tính toán từ các báo cáo tài chính đã đƣợc kiểm toán tại thời điểm cuối năm, báo cáo thƣờng niên hàng năm phù hợp với nội dung nghiên cứu. Một số ngân hàng công bố số liệu nợ xấu không đầy đủ trên báo cáo tài chính, báo cáo thƣờng niên, tác giả lấy tỷ lệ nợ xấu từ báo cáo của Chủ tịch Hội đồng Quản trị ngân hàng trình Đại hội cổ đông thƣờng niên; Bên cạnh đó, bài viết còn sử
dụng các số liệu liên quan đến yếu tố kinh tế vĩ mô nhƣ tốc độ tăng trƣởng kinh tế và tỷ lệ lạm phát đƣợc thu thập từ website chính thức của Tổng Cục Thống kê Việt Nam. Ngoài ra, bài viết còn tham khảo các nguồn tƣ liệu từ các văn bản hƣớng dẫn của NHNN Việt Nam, các tạp chí khoa học, tạp chí chuyên ngành, các tài liệu nghiên cứu trƣớc đây của các nhà khoa học đã đƣợc công bố.
Một số sự kiện tiêu biểu liên quan đến hoạt động sáp nhập, hợp nhất và đổi tên các NHTM Việt Nam trong mẫu nghiên cứu nhƣ ngày 27/7/2010, NHTMCP các doanh nghịêp ngoài quốc doanh đổi tên thành NHTMCP Việt Nam Thịnh Vƣợng; ngày 15/11/2011 hợp nhất 3 NHTM cổ phần NHTMCP Sài Gòn, NHTMCP Việt Nam Tín Nghĩa và NHTMCP Đệ Nhất thành NHTMCP Sài Sòn và chính thức hoạt động từ ngày 01/01/2012; ngày 25/05/2015, NHTMCP Nhà Đồng bằng Sông Cửu Long sáp nhập vào NHTMCP Đầu tƣ & Phát triển Việt Nam; ngày 12/8/2015, NHTMCP Phát triển MêKong sáp nhập vào NHTMCP Hàng Hải; ngày 01/5/2015, NHTMCP Phƣơng Nam sáp nhập vào NHTMCP Sài Gòn Thƣơng Tín.
3.5. TRÌNH TỰ NGHIÊN CỨU
Bƣớc 1. Phân tích thống kê mô tả đặc tính cơ bản của dữ liệu thu thập mẫu nghiên cứu về giá trị trung bình, độ lệch chuẩn, giá trị lớn nhất, giá trị bé nhất của các biến đo lƣờng của các NHTM Việt Nam giai đoạn 2006-2015.
Bƣớc 2. Phân tích tƣơng quan xác định cụ thể mối quan hệ giữa các biến độc lập trong mô hình để có thể đánh giá đƣợc dự báo của mô hình. Trƣờng hợp các biến độc lập có mối tƣơng quan cao thì đây là dấu hiệu của đa cộng tuyến, là cơ sở để thực hiện kiểm định đa cộng tuyến và điều chỉnh mô hình.
Bƣớc 3. Phân tích hồi qui đo lƣờng mức độ ảnh hƣởng và cho biết chiều tác động của từng biến độc lập với biến phụ thuộc để trả lời câu hỏi của luận văn về nhân tố tác động đến khả năng sinh lời của các NHTM Việt Nam. Thông qua phƣơng pháp hồi qui thì hệ số p-value của kết quả phân tích hồi qui cho biết mức độ tác động của
từng biến độc lập lên các biến phụ thuộc. Các mức thống kê có ý nghĩa thông dụng là 1%, 5%, 10% (hay độ tin cậy là 99%, 95%, 90%). Trong luận văn nghiên cứu tác giả lựa chọn mức thống kê có ý nghĩa là 5% tức là biến độc lập chỉ đƣợc xem xét là có ý nghĩa hay có ảnh hƣởng đến biến phụ thuộc khi giá trị p-value của từng biến độc lập nhỏ hơn 5% (p-value nhỏ hơn 5%), nghĩa là biến độc lập có ảnh hƣởng đến biến phụ thuộc với độ tin cậy 95%, tuy nhiên tác giả cũng lƣu ý một số trƣờng hợp có p-value nhỏ hơn 10% và ngƣợc lại nếu p-value lớn hơn 10% thì không có ý nghĩa thống kê hay không đủ có sở để kết luận biến độc lập có ảnh hƣớng đến biến phụ thuộc. Hệ số xác định R2 (R square) từ kết quả phân tích cho biết mức độ các biến độc lập giải thích sự biến động của biến phụ thuộc ROE, ROA quanh giá trị trung bình của nó trong mô hình nghiên cứu.
Bƣớc 4. Sau khi phân tích hồi qui là thực hiện kiểm định các hiện tƣợng đa cộng tuyến; tự tƣơng quan; phƣơng sai sai số thay đổi. Trong đó hiện tƣợng đa cộng tuyến là các biến giải thích chứa thông tin riêng về biến phụ thuộc, vì nếu mỗi biến giải thích chỉ chứa thông tin riêng về biến phụ thuộc thì các biến không có hiện tƣợng đa cộng tuyến. Dấu hiệu nhận biết đa cộng tuyến là tƣơng quan cặp giữa các biến giải thích cao (hệ số tƣơng quan giữa các biến lớn hơn 0,8), sử dụng nhân tử phóng đại phƣơng sai VIF. Luận văn sử dụng nhân tử phóng đại phƣơng sai VIF- Variance Inflation Factors để phát hiện hiện tƣợng đa cộng tuyến của mô hình, hay trƣờng hợp một biến có tƣơng quan tuyến tính mạnh với biến còn lại của mô hình. Tốc độ gia tăng của phƣơng sai và hiệp phƣơng sai có thể thấy qua nhân tử phóng đại phƣơng sai (Variance Inflation Factors), từ một qui tắc kinh nghiệm kết quả kiểm định ta thấy VIF lớn hơn 10 nên có hiện tƣợng đa cộng tuyến giữa các biến.
Bƣớc 5. Sau khi kiểm định là thực hiện các biện pháp khắc phục và điều chỉnh mô hình phù hợp (nếu có).
CHƢƠNG 4
PHÂN TÍCH CÁC NHÂN TỐ TÁC ĐỘNG ĐẾN KHẢ NĂNG SINH LỜI CỦA NGÂN HÀNG THƢƠNG MẠI VIỆT NAM
4.1. KẾT QUẢ PHÂN TÍCH THỐNG KÊ MÔ TẢ
Bảng 4.1.Thống kê mô tả các biến trong nghiên cứu
Tên biến Số quan sát Trung bình Độ lệch chuẩn Giá trị nhỏ nhất Giá trị lớn nhất ROE 170 14.28047 8.370494 0.463 40.508 ROA 170 1.349512 0.697428 0.049 3.399 SIZE 170 778.6401 61.44204 591.753 892.976 CA 170 10.96456 6.246554 3.8 38.675 DP 170 59.98215 12.9242 22.679 89.217 LOAN 170 51.44169 13.21699 19.429 85.168 LQD 158 18.17856 8.99248 4.509 53.125 NPL 169 2.185917 1.44325 0.06 9.2 OC 169 1.503888 0.5346935 0.505 3.055 GDP 170 6.41 1.110638 5.03 8.46 INF 170 9.395 6.284424 0.63 22.97
Nguồn: trích từ kết quả stata 12
4.1.1. Phân tích thống kê mô tả biến phụ thuộc
Từ Bảng 4.1.Thống kê mô tả các biến trong nghiên cứu thì khả năng sinh lời của các NHTMCP Việt Nam giai đoạn 2006-2015 đo lƣờng qua các biến ROE, ROA lần lƣợt đạt mức trung bình là 14.280%, 1.349% với độ lệch chuẩn 8.370%, 0.697%; chênh lệch giá trị ROE giữa ngân hàng có giá trị lớn nhất là 40.508% (của ACB năm 2006) với ngân hàng có giá trị thấp nhất là 0.463% (của EIB năm 2015); chênh lệch giá trị ROA giữa ngân hàng có giá trị lớn nhất là 3.399% (của KLB năm 2007) với ngân hàng có giá trị thấp nhất là 0.049% (của EIB năm 2015);.
4.1.2. Phân tích thống kê mô tả biến độc lập nội tại ngân hàng
Từ bảng 4.1.Thống kê mô tả các biến trong nghiên cứu cho thấy nhóm các biến độc lập hay biến giải thích có giá trị lần lƣợt nhƣ:
Qui mô ngân hàng (SIZE) đƣợc đo lƣờng bằng logarit tự nhiên của tổng tài sản có giá trị trung bình đạt 778.640 có độ lệch chuẩn là 61.442% cao nhất trong bảng, chênh lệch giữa các ngân hàng có giá trị lớn nhất là 892.976 (của BID năm 2015) với ngân hàng có giá trị thấp nhất là 591.753 (của KLB năm 2006);
Vốn chủ sở hữu trên tổng tài sản (CA) có giá trị trung bình đạt 10.964% với độ lệch chuẩn là 6.246%, có sự chênh lệch đáng kể giữa ngân hàng có giá trị lớn nhất là 38.675% (của SHB năm 2006) với ngân hàng có giá trị thấp nhất là 3.80% (của ACB năm 2006);
Chỉ số tiền gửi trên tổng tài sản (DP) có giá trị trung bình đạt 59.982% với độ lệch chuẩn là 12.924% trong đó có sự chênh lệch đáng kể giữa ngân hàng có giá trị lớn nhất là 89.217% (của STB năm 2015) với ngân hàng có giá trị thấp nhất là 22.679% (của SHB năm 2007);
Cho vay khách hàng trên tổng tài sản (LOAN) có giá trị trung bình đạt 51.441% thể hiện khả năng cung ứng vốn đầu ra của các ngân hàng trong mẫu nghiên cứu với độ lệch chuẩn là 13.216% trong đó có sự chênh lệch đáng kể giữa ngân hàng có giá trị lớn nhất là 85.168% (của OCB năm 2008) với ngân hàng có giá trị thấp nhất là 19.429% (của SEA năm 2011);
Thanh khoản ngân hàng trên tổng tài sản (LQD) có giá trị trung bình đạt 18.178% có độ lệch chuẩn là 8.992% trong đó có sự chênh lệch đáng kể giữa ngân hàng có giá trị lớn nhất là 53.125% (của SHB năm 2006) với ngân hàng có giá trị thấp nhất là 4.509% (của VPB năm 2013);
Tỷ lệ nợ xấu (nợ nhóm 3,4,5) trên tổng dƣ nợ cho vay (NPL) có giá trị trung bình đạt 2.185% với độ lệch chuẩn là 1.443% trong đó có sự chênh lệch đáng kể
giữa ngân hàng có giá trị lớn nhất là 9.2% (của BIDV năm 2006) với ngân hàng có giá trị thấp nhất là 0.06% (của PGB năm 2007);
Chi phí hoạt động trên tổng tài sản (OC) có giá trị trung bình đạt 1.503% với độ lệch chuẩn là 0.534% thấp nhất trong bảng thống kê mô tả, trong đó có sự chênh lệch giữa ngân hàng có giá trị lớn nhất là 3.055% (của KLB năm 2012) với ngân hàng có giá trị thấp nhất là 0.505% (của PGB năm 2007).
4.1.3. Phân tích thống kê mô tả biếnđộc lập kinh tế vĩ mô
Từ bảng 4.1.Thống kê mô tả các biến trong nghiên cứu cho thấy trong giai đọan 2006-2015 thì tỷ lệ tăng trƣởng kinh tế (GDP) có giá trị trung bình đạt 6.41% với độ lệch chuẩn là 1.110% có giá trị lớn nhất là 8.46% năm 2007 và có giá trị thấp nhất là 5.03% năm 2012; Tỷ lệ lạm phát (INF) đo lƣờng bằng chỉ số giá tiêu dùng hàng năm trong giai đọan 2006-2015 có giá trị trung bình đạt 9.395% với độ lệch chuẩn là 6.284% có giá trị lớn nhất là 22.97% năm 2008 và có giá trị thấp nhất là 0.63% năm 2015.
4.2. KẾT QUẢ PHÂN TÍCH TƢƠNG QUAN
Bảng 4.2 Ma trận tƣơng quan giữa các biến trong mô hình ROE