3.3.1 Biến phụ thuộc
ROE là tỷ 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.
ợ ậ ƣớ ế
ố ủ ở ữ
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 xem là yếu tố nội tại quyết định tỷ suất
sinh lời thong qua tài sản, 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.
ổ à ả
CAP quy mô vốn chủ sở hữu hay vốn tự có của ngân hàng có ý nghĩa rất quan trọng đó là nguồn vốn riêng của ngân hàng do chủ sở hữu đóng góp ban đầu và đƣợc bổ sung trong quá trình hoạt động kinh doanh. Vai trò vốn chủ sở hữu rất quan trọng đối với các ngân hàng trong việc tạo ra một cấu trúc vốn vững chắc – yếu tố này càng cao thì ngân hàng càng tự chủ về khả năng tài chính của mình, thu hút đƣợc các nhà đầu tƣ và nâng cao uy tín của ngân hàng đối với khách hàng. Điều này ph hợp với tình hình thực tế của các NHTMCP tại Việt Nam hiện nay khi những lợi thế của vốn chủ sở hữu đƣợc phát huy, đặc biệt là nhu cầu tang vốn để đảm bảo tỷ lệ an toàn vốn theo asel II đang đƣợc triển khai thực hiện nhằm tang tính an toàn trong hoạt động tín dụng. an đầu sẽ là một thách thức đối với các ngân hàng nhƣng khi chuẩn mực, thƣớc đo càng phức tạp thì lúc thực hiện đƣợc ngân hàng sẽ càng khẳng định đƣợc tiềm lực và uy tín của mình. Đó vừa là động lực để phát triển vừa hạn chế rủi ro giúp ngân hàng gia tang tài sản sinh lời. 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, vốn chủ sở hữu đƣợc kỳ vọng sẽ cùng chiều với khả năng sinh lời của ngân hàng hay dấu của CAP sẽ dƣơng (+) trong mô hình hồi qui.
ố ủ ở ữ
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 c ng chiều giữa cho vay khách hàng và khả năng sinh lời hay dấu của LOAN sẽ dƣơng (+) trong mô hình hồi qui.
ƣ ợ
ổ à ả
LIQ 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 NHTMCP, 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 cùng chiều với khả năng sinh lời của ngân hàng hay dấu của LIQ sẽ dƣơng (+) trong mô hình hồi qui này.
ổ à ả ƣ độ
ổ à ả
LLR đo lƣờng bằng cách sử dụng tỷ lệ giá trị trích lập dự phòng rủi ro tín dụng năm
t chia cho tổng dƣ nợ cho vay năm (t - 1). Sở dĩ tác giả đo lƣờng theo cách này vì thông thƣờng khách hàng phát sinh nợ có vấn đề, chuyển đến nợ xấu có độ trễ từ thời điểm vay nên việc trích lập dự phòng là trích lập cho các năm trƣớc (Foos 2010). Về tƣơng quan của biến số này đối với KNSL, tổng hợp các bài nghiên cứu truớc đây cho thấy rằng mối quan hệ giữa rủi ro tín dụng và KNSL của các ngân hàng có thể là thuận chiều hay nghịch chiều, xét trong điều kiện Việt Nam thì việc
các NHTM trích lập dự phòng rủi ro có ảnh hƣởng đến hiệu quả hoạt động của các ngân hàng cũng t y thuộc vào sức khỏe của từng ngân hàng. Tuy nhiên dựa vào đƣờng hƣớng phát triển của Việt Nam trong những năm vừa qua chủ yếu theo chiều rộng, thâm dụng vốn chủ yếu bởi tăng trƣởng tín dụng, theo đó rủi ro tín dụng của các NHTMCP cũng gia tăng. Theo giả thuyết, rủi ro tín dụng đƣợc kỳ vọng mối tƣơng quan ngƣợc chiều giữa rủi ro tín dụng và KNSL của ngân hàng hay dấu của LLR sẽ âm (-) trong mô hình hồi qui.
ƣ̣
ổ ƣ ợ í ụ ố ỳ ă
COSR 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 COSR sẽ âm (-) trong mô hình hồi qui.
ổ í ọ độ
ổ à ả
INF đo lƣờng tỷ lệ lạm phát hàng năm thể hiện qua chỉ số giá tiêu dùng (CPI), là
tốc độ tăng của chỉ số giá tiêu dùng (CPI) tính trên tất cả các hàng hóa và dịch vụ, lạm phát tác động đến chi phí lƣơng và chi phí hoạt động khác của ngân hàng,. Trong những nghiên cứu trƣớc, biến INF có thể tác động cùng chiều hoặc ngƣợc chiều lên KNSL của ngân hàng và bài nghiên cứu sẽ thực hiện kiểm định lại ở thị trƣờng Việt Nam. Tác giả sử dụng 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. Theo giả thuyết có thể có mối tƣơng quan ngƣợc chiều giữa tỷ lệ lạm phát và khả năng sinh lời của các ngân hàng TMCP trong mô hình nghiên cứu, hay dấu của INF sẽ âm (-) trong mô hình hồi qui.
Bảng 3.1 Kỳ vọng về dấu của các biến nghiên cứu
Biến Diễn giải Công thức
Biến phụ thuộc
ROA
Khả năng sinh lời trên
tổng tài sản
ROE
Khả năng sinh lời trên
vốn chủ sở hữu
Biến Diễn giải Công thức
Biến độc lập Kỳ vọng
SIZE Quy mô
ngân hàng +
CAP Quy mô vốn
chủ sở hữu
+
LOAN
Quy mô cho vay khách hàng + LIQ Tính thanh khoản + LLR Rủi ro tín dụng -
COSR Chi phí hoạt
động
-
INF Tỷ lệ lạm
3.4 D LIỆU NGHIÊN CỨU
Tính tới thời điểm hiện nay có hơn 31 ngân hàng TMCP hoạt động tại Việt Nam nhƣng do hạn chế về mặt thu thập dữ liệu của một số ngân hàng chƣa niêm yết, vấn đề sát nhập của một số NHTM trong thời gian qua nên để đảm bảo tính cân bằng và đủ tin cậy, ổn định của bộ dữ liệu nghiên cứu, tác giả sẽ thực hiện với 22 ngân hàng TMCP tại Việt Nam trong giai đoạn từ năm 2008 đến 2016.
Số liệu về các yếu tố tác động nội tại bên trong đƣợc lấy từ báo cáo tài chính hợp nhất đã đƣợc kiểm toán của 22 ngân hàng TMCP tại Việt Nam từ năm 2008 - 2016 trên website chính thức của ngân hàng và số liệu về các yếu tố tác động vĩ mô bên ngoài đƣợc lấy từ trang web của World Bank, IMF. Mẫu nghiên cứu của đề tài bao gồm 22 ngân hàng TMCP tại Việt Nam với gần 198 quan sát đƣợc sử dụng để phục vụ nghiên cứu.
3.5 TRÌNH TỰ NGHIÊN CỨU
ƣớc 1. Thống kê mô tả dữ liệu nghiên cứu, số liệu trong bài nghiên cứu sau khi thu
thập sẽ đƣợc xử lý thông qua phần mềm Stata để thống kê tóm tắt đặc điểm của dữ liệu, mô tả giá trị trung bình, độ lệch chuẩn, giá trị nhỏ nhất, giá trị lớn nhất và số mẫu quan sát dùng trong nghiên cứu. Mô tả giúp ta có cái nhìn tổng quát hơn về tình hình cũng nhƣ hiệu quả hoạt động của các ngân hàng TMCP tại Việt Nam hiện nay.
ƣớc 2. Phân tích sự tƣơng quan của các biến bằng cách thiết lập ma trận hệ số tƣơng quan thể hiện mức độ tƣơng tác của các biến độc lập đến biến phụ thuộc hoặc ảnh hƣởng giữa các biến độc lập với nhau. ƣớc này giúp tác giả đánh giá đƣợc mối tƣơng quan của các yếu tố tác động đến KNSL của ngân hàng, từ đó có cái nhìn tổng quát hơn trong phân tích và là cơ sở để thảo luận kết quả mô hình nghiên cứu.
ƣớc 3: So sánh giữa các mô hình Pooled OLS, FEM và REM. Từ kết quả của các
mô hình nghiên cứu, tác giả sẽ thực hiện các kiểm định nhƣ F – Test (để lựa chọn giữa Pooled OLS và REM), kiểm định Hausman Test (để lựa chọn giữa REM và FEM) và cuối cùng lựa chọn phƣơng pháp ƣớc lƣợng phù hợp. Tuy nhiên sau khi
kiểm định nếu mô hình bị vi phạm các giả thiết nhƣ hiện tƣợng tự tƣơng quan, hiện tƣợng phƣơng sai sai số thay đổi thì các phƣơng pháp này đều không tối ƣu mà phải d ng phƣơng pháp khác tốt hơn đó là phƣơng pháp bình phƣơng bé nhất tổng quát khả thi – FGLS Wooldridge (2002) hay phƣơng pháp hồi quy theo sai số chuẩn của Driscoll-Kraay (1998) để khắc phục hiện tƣợng trên nhằm đảm bảo ƣớc lƣợng thu đƣợc vững và hiệu quả.
ƣớc 4: Kiểm định các giả thiết hồi quy của mô hình nghiên cứu.Thực hiện kiểm tra sự phù hợp và các khuyết tật của mô hình hồi quy bao gồm kiểm định đa cộng tuyến, tự tƣơng quan và phƣơng sai sai số thay đổi.
Kiểm định để lựa chọn mô hình phù hợp: Để kiểm định giả thiết về các hệ số hồi
quy nhằm đƣa ra biến phù hợp và có ý nghĩa thống kê của mô hình, tác giả sử dụng phƣơng pháp giá trị p-value.
H0: Các biến độc lập không ảnh hƣởng hay tác động lên biến phụ thuộc là khả năng sinh lời trên tổng tài sản (ROA) hoặc khả năng sinh lời trên vốn chủ sở hữu (ROE).
H1: Một trong các biến độc lập ảnh hƣởng hay tác động lên biến phụ thuộc. Nếu P-value = P(|t| > t0) < α = 10%: bác bỏ giả thuyết H0. Ngƣợc lại sẽ chấp nhận giả thuyết H0 tức những biến này không có ý nghĩa thống kê hay tác động đến biến phụ thuộc.
Kiểm định hiện tượng đa cộng tuyến: Đa cộng tuyến là hiện tƣợng các biến độc lập
trong mô hình tƣơng quan tuyến tính với nhau. Nghĩa là mỗi biến chứa đựng một số thông tin riêng về biến phụ thuộc và thông tin đó lại có trong biến độc lập khác. Hiện tƣợng đa cộng tuyến trong mô hình sẽ đƣợc kiểm tra bằng hệ số tƣơng quan cặp giữa các biến độc lập. Nếu hệ số tƣơng quan giữa các biến độc lập lớn hơn 0,8 (chuẩn so sánh theo Farrar & Glauber (1967) là 0,8) sẽ dẫn đến hiện tƣợng đa cộng tuyến, tuy nhiên tiêu chuẩn này thƣờng không chính xác và có những trƣờng hợp hệ số tƣơng quan khá thấp nhƣng vẫn xảy ra đa cộng tuyến.
Kiểm định phương sai của sai số thay đổi: Phƣơng sai của sai số thay đổi sẽ làm cho các ƣớc lƣợng thu đƣợc bằng phƣơng pháp OLS vững nhƣng không hiệu quả, các kiểm định hệ số hồi quy không còn đáng tin cậy và từ đó dẫn đến hiện tƣợng ngộ nhận các biến độc lập trong mô hình nghiên cứu có ý nghĩa. Khi đó kiểm định hệ số hồi quy và R2 (R bình phƣơng) không d ng đƣợc vì phƣơng sai của sai số thay đổi làm mất tính hiệu quả của ƣớc lƣợng nên cần thiết phải tiến hành kiểm định phù hợp để kiểm tra phƣơng sai của sai số không đổi với giả thuyết
H0: Không có hiện tƣợng phƣơng sai sai số thay đổi H1: Có xảy ra hiện tƣợng phƣơng sai sai số thay đổi.
Nếu kết quả kiểm định bác bỏ giả thiết H0 tức mô hình ƣớc lƣợng có hiện tƣợng phƣơng sai sai số thay đổi và ngƣợc lại.
Kiểm định hiện tượng tự tương quan: Tự tƣơng quan là sự tƣơng quan giữa các thành phần của chuỗi quan sát đƣợc sắp xếp theo thứ tự thời gian (trong chuỗi thời gian) hoặc không gian (trong số liệu chéo). Nghĩa là trong mô hình hồi quy cổ điển OLS ta giả thiết rằng không có tƣơng quan giữa các Ui, Cov (Ui, Uj) = 0 (j ≠ i), sai số ứng với quan sát này không bị ảnh hƣởng bởi sai số ứng với quan sát khác. Nếu mô hình ƣớc lƣợng xảy ra hiện tƣợng tự tƣơng quan tức giữa các sai số có mối quan hệ tƣơng quan với nhau sẽ làm cho các ƣớc lƣợng thu đƣợc bằng phƣơng pháp OLS vững nhƣng không hiệu quả, các kiểm định hệ số hồi quy không còn đáng tin cậy. Vì vậy, nghiên cứu tiến hành kiểm định hiện tƣợng tự tƣơng quan trên dữ liệu bảng với giả thuyết .
H0: không có hiện tƣợng tự tƣơng quan. H1: có hiện tƣợng tự tƣơng quan.
Nếu kết quả kiểm định bác bỏ giả thiết H0 tức mô hình ƣớc lƣợng có hiện tự tƣơng quan và ngƣợc lại.
ƣớc 5. Thảo luận kết quả nghiên cứu. Từ kết quả thực nghiệm của mô hình nghiên
cứu, tác giả sẽ thảo luận và đƣa ra nhận xét về sự tác động của các yếu tố đến KNSL của các ngân hàng TMCP tại Việt Nam trên cơ sở lý thuyết, quan điểm của những bài nghiên cứu trƣớc đƣợc đề cập ở chƣơng 2.
3.6 G G P Ủ Ề TÀI
Đầu tiên, đề tài thực nghiệm góp phần vào việc hoàn thiện mô hình nhằm xác định các yếu tố tác động đến khả năng sinh lợi của các ngân hàng TMCP tại Việt Nam. Ngoài ra đây cũng là nghiên cứu thực nghiệm kiểm định và củng cố lại các kết quả nghiên cứu trƣớc để kiểm tra độ bền vững của mô hình và tƣơng quan của các biến số có sự cập nhật về thời gian. Sự phù hợp và tƣơng quan ph hợp của các biến số của mô hình một lần nữa đáp ứng sự kỳ vọng về một mô hình nghiên cứu phù hợp trong các nghiên cứu tiếp theo hoàn thiện hơn.
Bên cạnh đó, trong các nghiên cứu trƣớc đây, khi mô hình bị vi phạm các giả thiết hồi quy lúc tiến hành thực hiện kiểm định hiện tƣợng đa cộng tuyến, tự tƣơng quan và phƣơng sai sai số thay đổi thì phƣơng pháp khắc phục của đề tài vẫn còn hạn chế làm cho mô hình hồi quy không đảm bảo đƣợc tính vững và hiệu quả. Do đó để khắc phục hiện tƣợng trên cũng nhƣ đảm bảo tính vững cho mô hình, tác giả thực