DỮ LIỆU NGHIÊN CỨU

Số liệu về các nhân tố ảnh hưởng được tác giả tổng hợp từ báo cáo tài chính hợp nhất đã được kiểm toán của 17 NHTM tại Việt Nam trong giai đoạn từ năm 2011

- 2018 trên website chính thức của ngân hàng với 136 quan sát được sử dụng để phục vụ cho nghiên cứu.

KẾT LUẬN CHƯƠNG 3

Chương 3 đã trình bày quy trình nghiên cứu, mô tả dữ liệu, đề xuất mô hình nghiên cứu, xác định được dấu kỳ vọng cho các biến độc lập trong mô hình và sử dụng các phương pháp kiểm định mô hình. Chương 4 tiếp theo sẽ phân tích các nhân tố ảnh hưởng đến khả năng sinh lời của các NHTM tại Việt Nam, qua đó trình bày các kết quả nghiên cứu, các kiểm định cần thiết cho mô hình nghiên cứu định lượng. Từ đó tạo ra cơ sở để phân tích và đối chiếu trong thực tế.

CHƯƠNG 4: KẾT QUẢ NGHIÊN CỨU VÀ THẢO LUẬN 4.1. THỐNG KÊ MÔ TẢ CÁC BIẾN TRONG MÔ HÌNH

Số liệu thống kê mô tả được sử dụng để hiển thị tóm tắt về mối quan hệ giữa các nhân tố và khả năng sinh lời của các NHTM tại Việt Nam. Thống kê mô tả với các biến trong mô hình được trình bày theo các tiêu chí sau đây: số quan sát, trung bình tổng thể, độ lệch chuẩn, giá trị nhỏ nhất, giá trị lớn nhất của 6 biến trong thời gian từ 8 năm từ 2011 – 2018 (Bảng 4.1)

Bảng 4.1. Thống kê mô tả dữ liệu

Tên biến Số quan sát Trung bình Độ lệch chuẩn Giá trị nhỏ nhất Giá trị lớn nhất ROA 136 0.0085338 0.0082033 - 0.0599 0.0287 SIZE 136 18.87279 1.020308 16.53155 20.9956 TEA 136 0.0818818 0.0302466 0.0406 0.2195057 LQR 136 0.0114536 0.0116665 0.0026 0.0838 CIR 136 1.219478 7.352002 0.0579 86.30194 NPL 136 0.023015 0.0149417 0.0058 0.0881 Nguồn: trích từ kết quả phụ lục 3

Với số liệu thống kê gồm 136 mẫu quan sát, tỷ suất sinh lời trên tổng tài sản của ngân hàng có giá trị trung bình là 0.85%, ROA thấp nhất đạt giá trị - 5.99% là ROA của TPBank năm 2011, trong khi, ROA cao nhất đạt mức 2.87% là ROA của Techcombank năm 2018. Dựa vào giá trị ROA của hai ngân hàng này qua các năm 2011 - 2018, có thể thấy, cả hai giá trị lớn nhất và nhỏ nhất của ROA đều là những giá trị biến động bất thường của hai ngân hàng trong một năm nhất định, không duy

trì quanh vùng giá trị này trong những năm tiếp theo. Như vậy, bảng thống kê mô tả cũng phản ánh được phần nào tỷ suất sinh lời trên tổng tài sản của các ngân hàng có thể biến động rất mạnh qua các năm tùy thuộc vào hoạt động kinh doanh của ngân hàng trong từng năm.

Về các biến độc lập:

(i) Quy mô ngân hàng (SIZE) giá trị trung bình là 18.87, với giá trị nhỏ nhất là 16.53

của TPBank năm 2012 và giá trị lớn nhất là 20.99 của BIDV năm 2018. Độ lệch của biến khá cao là 1.02, điều này chứng tỏ các NHTM được nghiên cứu có quy mô khác nhau qua các năm.

(ii) Tỷ lệ vốn chủ sở hữu (TEA) có giá trị trung bình là 8.19%, ngân hàng

có tỷ lệ vốn chủ sở hữu thấp nhất là BIDV đạt giá trị 4.06% vào năm 2017 và TPBank đạt tỉ lệ cao nhất là 21.95% vào năm 2012 tuy nhiên đây không phải là tỷ lệ vốn chủ sở hữu ổn định của ngân hàng này.

(iii) Tỷ lệ thanh khoản (LQR) ngân hàng có tỷ lệ thanh khoản cao nhất là

Sacombank vào năm 2011 đạt 8.38% chênh lệch rất lớn so với tỷ lệ trung bình đạt 1.15%. Còn đối với tỷ lệ thanh khoản kém nhất thuộc về LienVietPostBank vào năm 2013 chỉ đạt 0.26%, ở các chỉ số này độ lệch chuẩn khá thấp chỉ với 1.17%.

(iv) Tỷ lệ chi phí hoạt động (CIR) có tỷ lệ trung bình đạt 121.95%. Ngân

hàng có tỷ lệ chi phí hoạt động tốt nhất là VietinBank vào năm 2018 với chỉ 5.79%. CIR cao nhất là của TPBank vào năm 2011, lúc này ngân hàng đang gánh một lượng chi phí hoạt động rất cao là 8630% do chi phí hoạt động quá lớn trong khi lợi nhuận thu về không đánh kể, ở các chỉ số này độ lệch chuẩn lên đến 735%.

(v)Tỷ lệ nợ xấu (NPL) tỷ lệ nợ xấu của ngân hàng HDBank cao nhất lên đến 8.81% vào năm 2012 nhưng càng trở về sao tỷ lệ nợ xấu của ngân hàng hàng này càng giảm đến 2018 chỉ còn 2.43% cho thấy HDBank đã càng dần thắt chặt tình trạng nợ xấu này. Tỷ lệ nợ xấu thấp nhất thuộc về Sacombank với chỉ 0.58% vào năm 2011, cách khá xa so với tỷ lệ nợ xấu trung bình là 2.3% trên toàn hệ thống.

4.2. PHÂN TÍCH TƯƠNG QUAN GIỮA CÁC BIẾN

Ma trận tương quan giữa các biến cho thấy tương quan giữa các biến trong mô hình nghiên cứu (Bảng 4.2), bao gồm tương quan giữa từng biến độc lập (SIZE, TEA, LQR, CIR, NPL) với biến phụ thuộc (ROA) và tương quan giữa các biến độc lập, các biến kiểm soát với nhau.

Bảng 4.2. Ma trận hệ số tương quan giữa các cặp biến

ROA SIZE TEA LQR NPL CIR

ROA 1 NPL 0.0383 1 0.6576 0.2896 SIZE 0.1894* -0.0915 1 0.0273 0.2896 LQR 0.0622 -0.0618 0.0401 1 0.4722 0.4746 0.6433 CIR -0.7229* -0.0845 -0.1645 -0.0458 1 0.0000 0.3282 0.0556 0.5964 TEA 0.2395* 0.1888* -0.5889* 0.0488 -0.0409 1 0.005 0.0277 0 0.5728 0.6362 Nguồn: trích từ kết quả phụ lục 4

Biến SIZE đại diện cho quy mô tổng tài sản của ngân hàng có hệ số tương quan là 0.1894 > 0 cho thấy SIZE có tương quan dương với biến phụ thuộc ROA và sig = 0.0273 có mức ý nghĩa 5% nên quy mô tổng tài sản có tác động cùng chiều với khả năng sinh lời của ngân hàng. Kết quả này phù hợp với giả thiết H1.

Biến độc lập CIR đại diện cho chi phí hoạt động có sig = 0.0000 với mức ý nghĩa 1% và có hệ số tương quan là -0.7229 < 0 nên CIR có tương quan âm với biến phụ thuộc ROA; cho thấy chi phí hoạt động tác động nghịch chiều đến khả năng sinh lời của các ngân hàng. Kết quả này phù hợp với giả thiết H4.

Biến độc lập TEA có hệ số tương quan 0.2395 > 0 nên TEA có tương quan dương với ROA và có sig = 0.005 với mức ý nghĩa 1%, cho thấy tỷ lệ vốn chủ sở hữu có tác động cùng chiều đến khả năng sinh lời của ngân hàng. Kết quả này phù hợp với giả thiết H2

Từ bảng 4.2 cho thấy các biến độc lập SIZE, CIR và TEA có ý nghĩa thống kê ở mức 1% (CIR và TEA) và 5% (SIZE), cho thấy có mối quan hệ giữa các biến này với khả năng sinh lời của ngân hàng (ROA). Biến SIZE và TEA có tương quan cùng chiều với biến phụ thuộc ROA đại diện bởi quy mô tổng tài sản và tỷ lệ vốn chủ sở hữu. CIR đại diện bởi chi phí hoạt động của ngân hàng lại có tương quan nghịch chiều với tỷ suất sinh lời ROA.

4.3. KẾT QUẢ MÔ HÌNH HỒI QUY

Tác giả sử dụng ba phương pháp hồi quy định lượng bao gồm: (i) Hồi quy bình phương nhỏ nhất (Pooled OLS); (ii) Mô hình tác động ngẫu nhiên (REM); (iii) Mô hình tác động cố định (FEM) để đánh giá mức độ ảnh hưởng của các biến độc lập đến biến phụ thuộc. Qua đó phân tích mức độ tác động, mức ý nghĩa của từng hệ số và mức độ giải thích của các yếu tố nội bộ đến khả năng sinh lời của các NHTM tại Việt Nam.

Bảng 4.3. Kết quả hồi quy trong 3 mô hình Pooled OLS, FEM và REM

Biến

Pooled OLS FEM REM

Coef P- value Coef P- value Coef P- value NPL -0.036511 0.224 -0.0407765 0.216 -0.0458295 0.130 SIZE 0.0025561*** 0.000 0.0042946*** 0.001 0.002935*** 0.000 LQR -0.0035338 0.925 0.1039412** 0.027 0.0532697 0.190 CIR -0.0007359*** 0.000 -0.0007304*** 0.000 - 0.009OI07435*** 0.000 TEA 0.1118961*** 0.000 -0.0828841*** 0.000 0.1208014*** 0.000 Prob>F 0.0000 0.0000 0.0000 R- square 0.633 0.5926 0.6256 Y nghĩa thống kê: ****p<0.01, **p<0.05, *p<0.1 Nguồn: trích từ phụ lục 5, 6, 7

Bảng 4.3 trình bày kết quả từ 3 phương pháp hồi quy định lượng Pooled OLS, FEM và REM. Đối với phương pháp binh phương nhỏ nhất OLS, kết quả từ mô hình cho thấy có tồn tại hệ số hồi quy có ý nghĩa ở các mức ý nghĩa thống kê khác nhau giữa các biến gồm quy mô tổng tài sản (SIZE), tỷ lệ chi phí hoạt động (CIR) và tỷ lệ vốn chủ sở hữu đều ở mức ý nghĩa 1%. Tuy nhiên, đối với phương pháp dữ liệu bảng thì mô hình bình phương nhỏ nhất OLS rất dễ vi phạm các khuyết tật của phương

pháp hồi quy tuyến tính như phương sai thay đổi và tự tương quan lẫn nhau giữa các biến nên thường không được sử dụng.

Ngoài ra kết quả hồi quy theo mô hình FEM và REM cũng tồn tại các hệ số hồi quy có ý nghĩa thống kê. Đối với mô hình FEM, có mối quan hệ tác động cùng chiều giữa biến SIZE và biến LQR đến ROA lần lượt ở mức ý nghĩa 1% và 5%; tác động nghịch chiều giữa biến CIR và TEA đến ROA ở mức ý nghĩa 1%. Theo đó, kết quả thu được từ mô hình REM cho thấy biến SIZE và TEA có mối quan hệ cùng chiều với khả năng sinh lời của các NHTM và biến CIR đại diện cho tỷ lệ chi phí hoạt động lại có tác động nghịch chiều với ROA đều ở mức ý nghĩa 1%.

4.4. KIEM ĐỊNH KẾT QUẢ MÔ HÌNH 4.4.1. Kiểm định Hausman

Để xem xét giữa 2 mô hình tác động cố định và ngẫu nhiên mô hình nào phù hợp để giải thích hơn, tác giả sử dụng phương pháp kiểm định Hausman để xem xét có tồn tại sự tự tương quan giữa các biến độc lập hay không.

Giả thiết:

H0: các biến độc lập không tương quan lẫn nhau 𝑅 Mô hình REM phù hợp H1: các biến độc lập tương quan lẫn nhau 𝑅 Mô hình FEM phù hợp

Bảng 4.4. Kết quả kiểm định Hausman

Kiểm định Hausman

Chi-square P-Value Kết luận

10.50 0.0623 Kết quả kiểm định Hausman

ủng hộ sử dụng mô hình REM

Nguồn: trích từ phụ lục 8

Kết quả từ bảng 4.4 cho thấy P-value = 0.0623 không có ý nghĩa thống kê ở mức 5%, từ đó chấp nhận giả thiết H0 có nghĩa là không có sự tương quan giữa tác động đặc trưng với các biến độc lập trong mô hình nên kết quả từ mô hình FEM

không phù hợp để phân tích. Từ đó, tác giả chọn mô hình REM để ước lượng và sử dụng kết quả từ mô hình REM để đánh giá mô hình biến phụ thuộc ROA.

Ngoài ra, để xem xét mô hình REM được chọn là đáng tin cậy nhất, tác giả tiến hành các kiểm định về phần dư trong dữ liệu bảng để tìm kiếm thêm bằng chứng ủng hộ vững chắc cho REM thông qua các kiểm định phương sai sai số thay đổi (kiểm định Breusch & Pagan), kiểm định hiện tượng đa cộng tuyến và hiện tượng tương quan chuỗi để khẳng định mô hình REM có tồn tại khuyết tật nào không.

4.4.2. Kiểm định tương quan đơn vị chéo giữa các biến độc lập trong mô hình REM

Giả thiết:

H0: Không tồn tại hiện tượng tương quan đơn vị chéo giữa các biến độc lập H1: Tồn tại hiện tượng tương quan đơn vị chéo giữa các biến độc lập

Bảng 4.5. Kết quả kiểm định tương quan đơn vị chéo

Kiểm định Pesaran

F P-value Kết luận

6.880 0.0000 Tồn tại hiện tượng

tương quan chéo

Nguồn: trích từ phụ lục 9

Bảng 4.5 cho thấy kết quả kiểm định tương quan đơn vị chéo bằng phương pháp kiểm định Pesaran có P-value = 0.0000 có ý nghĩa thống kê ở mức ý nghĩa 1%. Từ đó bác bỏ giả thiết H0 và chấp nhận sự tồn tại của hiện tượng tương quan chéo giữa các biến độc lập.

4.4.3. Kiểm định hiện tượng đa cộng tuyến

Dựa vào chỉ số VIF, nếu kết quả VIF đều < 10 thì không xảy ra hiện tượng đa cộng tuyến (theo Ramanathan – 1998 và Gujarati – 2012)

Bảng 4.6. Kết quả hiện tượng đa cộng tuyến

Biến VIF SQRT VIF

NPL 1.06 1.03 SIZE 1.90 1.38 LQR 1.02 1.01 CIR 2.25 1.50 TEA 2.09 1.45 Mean VIF 1.84 Nguồn: trích từ kết quả phụ lục 10

Bảng 4.6 trình bày kết quả kiểm định hiện tượng đa cộng tuyến giữa các biến trong mô hình. Kết quả kiểm định VIF cho thấy tất cả các biến đều có hệ số VIF nhỏ hơn 10, điều này có nghĩa là trong dữ liệu nghiên cứu không tồn tại hiện tượng đa cộng tuyến.

4.4.4. Kiểm định phương sai sai số thay đổi trong REM

Giả thiết:

H0: Không tồn tại hiện tượng phương sai sai số thay đổi H1: Tồn tại hiện tượng phương sai sai số thay đổi

Bảng 4.7. Kiểm định phương sai sai số thay đổi

Kiểm định Breusch &

Pagan

Chi-square P-value Kết luận

19.80 0.0000 Tồn tại hiện tượng phương sai

sai số thay đổi

Bảng 4.7 trình bày kết quả kiểm định phương sai sai số thay đổi qua các thực thể trong phần dư trong phương pháp hồi quy REM thông qua kiểm định của Breusch & Pagan. Kết quả cho thấy P-value = 0.0000 có ý nghĩa thống kê ở mức ý nghĩa 1% cho thấy mô hình đang mắc phải hiện tượng phương sai sai số thay đổi trong dữ liệu nghiên cứu.

4.4.5. Kiểm định hiện tượng tự tương quan chuỗi

Giả thiết:

H0: Không tồn tại hiện tượng tự tương quan H1: Tồn tại hiện tượng tự tương quan

Bảng 4.8. Kết quả kiểm định hiện tượng tự tương quan

Kiểm định Wooldridge

F P-value Kết luận

68.461 0.0000 Tồn tại hiện tượng

tự tương quan bậc 1

Nguồn: trích từ phụ lục 12

Bảng 4.8 cho thấy kết quả kiểm định hiện tượng tự tương quan trong phần dư bằng điểm định Wooldridge theo phương pháp hồi quy RE 4.6M. Kết quả hệ số F với sig = 0.0000 có ý nghĩa ở mức 1% chứng tỏ trong mô hình hồi quy tồn tại hiện tượng tự tương quan bậc một.

Từ bảng 4.5, bảng 4.7 và bảng 4.8, kết quả của 3 phương pháp kiểm định cho thấy mô hình tác động ngẫu nhiên REM đã mắc phải các hiện tượng phương sai sai số thay đổi, tự tương quan trong phần dư và hiện tượng tự tương quan lẫn nhau giữa các biến độc lập. Các khuyết tật này đã làm cho kết quả hồi quy của mô hình REM không còn đáng tin cậy. Do đó, tác giả sử dụng phương pháp bình phương tối thiểu tổng quát (FGLS - Feasible Generalized Least Squares) để ước lượng các mô hình hồi quy đã được nêu ở chương nhằm khắc phụ các khuyết tật của mô hình REM.

4.4.6. Mô hình hồi quy bình phương tối thiểu tổng quát – FGLS

Bảng 4.9. Kết quả hồi quy theo phương pháp bình phương tối thiểu tổng quát

ROA Coef. Std. Err. Z P > z

SIZE 0.0021553*** 0.0005862 3.68 0.000 TEA 0.1030904*** 0.0193333 5.33 0.000 LQR 0.0121193 0.0376349 0.32 0.747 CIR -0.0006816*** 0.0000704 -9.68 0.000 NPL -0.0684052*** 0.0255892 -2.67 0.008 _cons -0.0381454 0.0122706 -3.11 0.002 Y nghĩa thống kê: *** p<0.01, ** p<0.05, * p<0.1 Nguồn: trích từ phụ lục 13

Bảng 4.9 cho thấy kết quả từ phương pháp hồi quy bình phương tối thiểu tổng quát có tồn tại tác động của các biến độc lập NPL, SIZE, CIR và TEA đến biến phụ thuộc ROA trên cở sở đã khắc phục hiện tượng phương sai sai số thay đổi trong mô hình, cụ thể như sau: (i) NPL đại diện cho tỷ lệ nợ xấu có tác động nghịch chiều đến khả năng sinh lời của các NHTM tại Việt Nam với P-value = 0.008 có ý nghĩa thống kê ở mức ý nghĩa 1%; (ii) SIZE đại diện cho quy mô tổng tài sản có tác động cùng chiều đến khả năng sinh lời của ngân hàng với P-value = 0.000 có ý nghĩa ở mức ý nghĩa 1%; (iii) CIR đại diện cho tỷ lệ chi phí hoạt động của ngân hàng có tác động nghịch chiều đến ROA với P-value =0.000 có ý nghĩa ở mức ý nghĩa 1% và (iv) TEA đại diện cho tỷ lệ vốn chủ sở hữu có tác động cùng chiều đến khả năng sinh lời của

các NHTM với P-value = 0.000 có ý nghĩa ở mức ý nghĩa 1%. Như vậy kết quả từ mô hình FGLS phù hợp với các giả thiết được kỳ vọng ở chương 3.

Vậy kết quả của mô hình kinh tế các yếu tố nội bộ ảnh hưởng đến khả năng sinh lời của các NHTM tại Việt Nam được thiết lập như sau:

ROAit = - 0.038 + 0.0022SIZE + 0.1031TEA – 0.0007CIR – 0.0684NPL + ε

4.5. THẢO LUẬN VỀ CÁC BIẾN NGHIÊN CỨU THEO KẾT QUẢ ĐỐI