DỮ LIỆU NGHIÊN CỨU

Các số liệu được thu thập đê tính toán các biến trong bài nghiên cứu được lấy từ nguồn báo cáo tài chính hợp nhất đa kiêm toán trên website chính thức của 17 NHTMCP được niêm yết trên Sở giao dịch chứng khoán Việt Nam từ năm 2013 đến 2018 với 106 quan sát được sử dụng đê phục vụ mục đích nghiên cứu.

Bảng 3.2. Danh sách các ngân hàng trong mẫu nghiên cứu

STT Tên ngân hàng Mã ngân hàng

1 Ngân hàng TMCP Công Thương Việt Nam CTG

2 Ngân hàng TMCP Đầu tư và Phát triên Việt Nam BID

3 Ngân hàng TMCP Ngoại Thương Việt Nam VCB

4 Ngân hàng TMCP Quân Đội MBB

5 Ngân hàng TMCP Kỹ thương Việt Nam TCB

6 Ngân hàng TMCP Quốc tế Việt Nam VIB

7 Ngân hàng TMCP Việt Nam Thịnh Vượng VPB

8 Ngân hàng TMCP Sài Gòn - Hà Nội SHB

9 Ngân hàng TMCP Sài Gòn Thương Tín STB

10 Ngân hàng TMCP Xuất Nhập Khẩu Việt Nam EIB

11 Ngân hàng TMCP Tiên Phong TPB

12 Ngân hàng TMCP Phát triên Thành phố Hồ Chí Minh HDB

14 Ngân hàng TMCP Quốc Dân NVB

15 Ngân hàng TMCP Bưu điện Liên Việt LPB

16 Ngân hàng TMCP Bắc Á BAB

17 Ngân hàng TMCP Kiên Long KLB

3.4. TRÌNH TỰ NGHIÊN CỨU

Tác giả thu thập số liệu của 17 NHTMCP Việt Nam được niêm yết trên Sở giao dịch chứng khoán từ Báo cáo tài chính của các ngân hàng từng năm trong giai đoạn 2013 – 2018. Sau đó, tiến hành tính toán các biến tỷ suất sinh lời trên tổng tài sản (ROA), tỷ lệ dự phòng rủi ro tín dụng (PCL), tỷ lệ nợ xấu (NPL), tỷ lệ thanh khoản (LQR), quy mô ngân hàng (SIZE) và tỷ lệ tiền gửi (DEPTA).

Sau khi thu thập và tính toán các biến, tác giả sử dụng chương trình phân tích định lượng Stata 14 đê thực hiện các phương pháp ước tính định lượng theo trình tự các bước như sau:

Bước 1: Thống kê mô tả biến đê giúp mô tả và hiêu được tính chất của bộ dữ liệu nghiên cứu và đưa ra các tóm tắt ngắn về mẫu và thông số của dữ liệu gồm: giá trị trung bình, độ lệch chuẩn, độ nghiêng, giá trị lớn nhất và nhỏ nhất.

Bước 2: Phân tích tương quan giữa các biến đê làm tiền đề cho các mô hình phân tích định lượng và nhằm đo lường tương quan tuyến tính giữa biến phụ thuộc với các biến độc lập và giữa các biến độc lập với nhau

Bước 3: Phân tích hồi quy bằng cách sử dụng 3 phương pháp bao gồm hồi quy bình phương nhỏ nhất (Pooled OLS), mô hình tác động cố định (FEM) và tác động ngẫu nhiên (REM) đê đánh giá tác động của các biến trong mô hình. Qua đó đánh giá mức độ ảnh hưởng, mức y nghĩa của từng hệ số và mức độ giải thích của mô hình đến lợi nhuận của các NHTMCP Việt Nam. Tiếp theo tác giả sử dụng các kiêm định đê tìm ra mô hình vững và tin cậy nhất.

Bước 4: Kiêm định Hausman đê xem xét giữa mô hình FEM và REM mô hình nào phù hợp

Giả thiết:

 H0: � � và các biến độc lập không tương quan � Mô hình tác động ngẫu nhiên (REM) phù hợp

 H1: � � và các biến độc lập có tương quan � Mô hình tác động cố định (FEM) phù hợp

Bước 5: Kiêm định hiện tượng đa cộng tuyến đê xem xét các biến độc lập trong mô hình có mối quan hệ tuyến tính với nhau hay không. Dựa vào chỉ số VIF, nếu hệ số phóng đại của VIF của các biến nhỏ hơn 10 thì không xảy ra hiện tượng đa cộng tuyến.

Bước 6: Kiêm định phương sai sai số thay đổi đê kiêm định tính tin cậy của mô hình hồi quy; nếu xảy ra hiện tượng phương sai số thay đổi, kết quả của phương trình hồi quy sẽ không chính xác, làm sai lệch kết quả so với thực tế. (adsbygoogle = window.adsbygoogle || []).push({});

Giả thiết:

 H0: Không tồn tại phương sai sai số thay đổi

 H1: Tồn tại phương sai sai số thay đổi

Bước 7: Kiêm định hiện tượng tự tương quan chuỗi đê kiêm tra sự tương quan giữa các thành phần của chuỗi các quan sát được sắp xếp theo thứ tự thời gian (trong số liệu chuỗi thời gian).

Giả thiết:

 H0: Không tồn tại hiện tượng tự tương quan

 H1: Tồn tại hiện tượng tự tương quan

Bước 8: Sử dụng phương pháp hồi quy bình phương tối thiêu tổng quát (FGLS) đê khắc phục các khuyết tật trong phần dư và sai số xuất hiện trong các phương pháp ước lượng trước. Do đó, kết quả của mô hình FGLS phù hợp và tin cậy nhất đê làm cơ sở cho phương trình hồi quy.

Dựa trên kết quả thu được của mô hình FGLS, tác giả trình bày những luận điêm riêng về nghiên cứu đối chiếu với thực tế và trên cơ sở đó đề xuất một số khuyến nghị cho các ngân hàng nhằm mục tiêu cải thiện lợi nhuận của họ trong tương lai.

KET LUẬN CHƯƠNG 3

Nội dung chương 3 trình bày quy trình tác giả thực hiện nghiên cứu, mô tả dữ liệu nghiên cứu, đề xuất mô hình nghiên cứu, mô tả các biến và xác định được dấu kỳ vọng sẽ ảnh hưởng của các biến độc lập và biến kiêm soát đến biến phụ thuộc cũng như là trình bày các phương pháp kiêm định mô hình được sử dụng trong bài nghiên cứu. Chương 4 tiếp theo, tác giả sẽ tiến hành phân tích các yếu tố rủi ro tín dụng ảnh hưởng đến lợi nhuận của các NHTMCP Việt Nam, trình bày kết quả thu được, các kiêm định cần thiết cho mô hình nghiên cứu định lượng. Từ đó có cơ sở đê thảo luận và đối chiếu với thực tế.

CHƯƠNG 4. KET QUẢ NGHIÊN CỨU VÀ THẢO LUẬN 4.1. THỐNG KÊ MÔ TẢ CÁC BIEN TRONG MÔ HÌNH

Số liệu thống kê mô tả được sử dụng đê tóm tắt về mối quan hệ giữa các yếu tố đánh giá rủi ro tín dụng và lợi nhuận của các NHTMCP Việt Nam. Thống kê mô tả được trình bày theo những tiêu chí sau đây: số quan sát, số trung bình, độ lệch chuẩn, giá trị nhỏ nhất, giá trị lớn nhất và độ nghiêng của 6 biến trong giai đoạn từ 2013 – 2018.

Bảng 4.1. Kết quả thống kê mô tả

Tên biến Số quan sát Số trung bình Độ lệch chuẩn Giá trị nho nhất Giá trị lớn nhất Độ nghiêng ROA 102 0.0078 0.0055 0.0001 0.0287 1.5051 PCL 102 0.0114 0.0089 0.0013 0.0515 2.0189 NPL 102 0.0218 0.0130 0.0064 0.0814 1.9327 DEPTA 102 0.7057 0.1064 0.4201 0.8922 -0.3243 SIZE 102 18.9919 0.9731 16.8776 20.9956 0.0775 LQR 102 0.0095 0.0046 0.0024 0.0262 1.1664

Nguồn: Kết quả tổng hợp tư Stata 14

Bảng 4.1 cho thấy số liệu thống kê gồm 102 mẫu quan sát, tỷ suất sinh lời trên tổng tài sản (ROA) của các ngân hàng có giá trị trung bình là 0.78%, ROA thấp nhất có giá trị 0.01% là ROA của NVB năm 2015 và ROA cao nhất đạt giá trị 2.87% là ROA của TCB năm 2018. Trên cơ sở giá trị ROA của hai ngân hàng này qua các năm từ 2013 – 2018, có thê thấy cả hai giá trị lớn nhất và nhỏ nhất của ROA đều là những giá trị biến động bất thường trong một năm, và không duy trì quanh vùng giá trị này trong những năm tiếp theo.

0.0120 0.0100 0.0080 0.0060 0.0040 0.0020 0.0000 2013 2014 2015 2016 2017 2018 ROA 0.0350 0.0300 0.0250 0.0200 0.0150 0.0100 0.0050 0.0000 2013 2014 2015 2016 2017 2018 PCL NPL

Hình 4.1. ROA trung bình trong giai đoạn 2013 – 2018 Nguồn: Dư liêu nghiên cứu tư báo cáo tài chính các ngân hàng

Hình 4.1 cho thấy ROA trung bình của 17 NHTMCP Việt Nam giảm dần từ năm 2013 và có giá trị thấp nhất vào năm 2015. Sau đó có xu hướng tăng trưởng trở lại đến năm 2018 và đạt giá trị cao nhất trong thời gian nghiên cứu. Tóm lại, kết quả từ bảng thống kê mô tả cũng phác hoạ được phần nào bức tranh lợi nhuận của các ngân hàng có thê biến động mạnh qua các năm tuỳ thuộc vào hiệu quả kinh doanh của họ ở từng năm.

Hình 4.2. Ty lê DPRRTD và ty lê nợ xấu trung bình trong giai đoạn 2013 – 2018 Nguồn: Dư liêu nghiên cứu tư báo cáo tài chính các ngân hàng

Về các biến giai thích

 Ty lệ dự phòng rủi ro tín dụng (PCL), có giá trị trung bình là 1.14%, ngân hàng có tỷ lệ DPRRTD thấp nhất là CTG vào năm 2015 đạt giá trị xấp xỉ 0.13% và ngân hàng Kiên Long có giá trị cao nhất là 5.15% vào năm 2018. Tuy đạt cao nhất trong các NHTMCP Việt Nam nhưng Kiên Long Bank lại không phải là ngân hàng có mức trích lập DPRRTD cao nhất trong hệ thống. Hình 4.2 cho thấy tỷ lệ nợ xấu trung bình của 17 NHTMCP Việt Nam đạt giá trị cao nhất vào năm 2014 và giảm dần đến năm 2018; từ đó cho thấy khi trích lập DPRRTD giảm thì lợi nhuận của các NHTMCP có xu hướng tăng lên.

 Ty lệ nợ xấu (NPL), tỷ lệ nợ xấu cao nhất thuộc về NHTMCP Sài Gòn Thương tín (STB) vào năm 2015 lên đến 8.14% và có sự giảm nhẹ vào 2016 là 6.59% cho thấy STB đa có sự giám soát và kiêm soát chặt chẽ tình trạng nợ xấu nhưng vẫn đạt tỷ lệ cao nhất trong hệ thống ngân hàng trong cùng kỳ. Tỷ lệ nợ xấu thấp nhất là BAB đạt giá trị 0.64% vào năm 2017, thấp hơn xấp xỉ 3 lần so với tỷ lệ nợ xấu trung bình trên toàn hệ thống (2.18%). Hình 4.2 phần nào cho thấy tỷ lệ nợ xấu có tương quan tuyến tính với tỷ lệ DPRRTD, từ năm 2014 tỷ lệ nợ xấu có xu hướng giảm dần đến năm 2018 đồng thời tỷ lệ DPRRTD cũng giảm theo và làm cho lợi nhuận của ngân hàng tăng dần đạt đến giá trị cao nhất vào năm 2018.

 Ty lệ tiền gửi khách hàng (DEPTA),với tỷ lệ trung bình là 70.56%. Ngân hàng có tỷ lệ tiền gửi thấp nhất là TPB vào năm 2014 với giá trị xấp xỉ 42% và ngân hàng có tỷ lệ tiền gửi khách hàng cao nhất là STB vào năm 2015 đạt 89.22%. Tuy nhiên năm 2015 là năm STB có tỷ lệ nợ xấu cao nhất, có thê cho thấy STB tuy có nguồn vốn lớn từ tiền gửi khách hàng đê kinh doanh nhưng lại quản ly tín dụng không chặt chẽ nên dẫn đến tình trạng nợ xấu cao nhất trong hệ thống ngân hàng trong năm 2015.

 Quy mô ngân hàng (SIZE) có giá trị trung bình là 18.99, với giá trị nhỏ nhất là 16.88 thuộc về ngân hàng Kiên Long (KLB) vào năm 2013 và giá trị lớn nhất đạt

0.973, chứng tỏ các NHTMCP Việt Nam được nghiên cứu có quy mô khác nhau qua từng năm trong giai đoạn 2013 – 2018.

 Ty lệ thanh khoan (LQR), với giá trị trung bình là 0.9%, ngân hàng có tỷ lệ thanh khoản thấp nhất là CTG vào năm 2018 chỉ đạt 0.24% và ngân hàng cao nhất là STB năm 2013 với giá trị 2.62%, chênh lệch khá lớn so với trung bình của toàn hệ thống ngân hàng. Ở chỉ số này, độ lệch chuẩn thấp nhất, chỉ với 0.46%.

4.2. PHÂN TÍCH TƯƠNG QUAN

Ma trận hệ số tương quan giữa các biến cho thấy tương quan nghịch chiều hay cùng chiều giữa các biến trong mô hình nghiên cứu, bao gồm tương quan giữa các biến độc lập (PCL, NPL, DEPTA, SIZE và LQR) với biến phụ thuộc (ROA) và tương quan lẫn nhau giữa các biến độc lập. (adsbygoogle = window.adsbygoogle || []).push({});

Bảng 4.2. Kết quả kiểm định hê số tương quan

ROA PCL NPL DEPTA SIZE LQR

ROA 1.0000 PCL -0.4851*** 1.0000 0.0000 NPL 0.0011 -0.2183* 1.0000 0.9909 0.0275 DEPTA -0.2598*** 0.1932 0.0266 1.0000 0.0084 0.0517 0.7906 SIZE 0.2596*** -0.2888* -0.0047 0.0594 1.0000 0.0084 0.0032 0.9623 0.5529 LQR -0.0215 -0.0231 0.1696 0.4644* 0.1100 1.0000 0.8305 0.8176 0.0883 0.0000 0.2710

Y nghĩa thống kê: *** p<0.01, ** p<0.05, * p<0.1

Biến độc lập PCL có hệ số tương quan là -0.4851 < 0, nên PCL có tương quan âm với biến phụ thuộc ROA và có sig = 0.0000 với mức y nghĩa 1%, cho thấy tỷ lệ dự phòng rủi ro tín dụng trên tổng tài sản có tác động nghịch chiều với lợi nhuận của ngân hàng. Kết quả này phù hợp với giả thuyết 1.

Biến độc lập DEPTA có hệ số tương quan là -0.2598 < 0, nên DEPTA có tương quan âm với biến phụ thuộc ROA và có sig = 0.0084 với mức y nghĩa 1%, cho thấy tỷ lệ tiền gửi khách hàng trên tổng tài sản có tác động nghịch chiều với lợi nhuận của ngân hàng. Kết quả này phù hợp với giả thuyết 5.

Biến độc lập SIZE có hệ số tương quan là 0.2596 > 0, nên SIZE có tương quan dương với biến phụ thuộc ROA và có sig = 0.0084 với mức y nghĩa 1%, cho thấy quy mô tổng tài sản có tác động cùng chiều với lợi nhuận của ngân hàng. Kết quả này phù hợp với giả thuyết 3.

Tóm lại, các biến độc lập PCL, DEPTA và SIZE có y nghĩa thống kế ở mức 1%, cho thấy tồn tại mối quan hệ giữa các biến này với tỷ suất sinh lời (ROA). Biến PCL và DEPTA có tương quan nghịch chiều với biến phụ thuộc ROA đại diện bởi dự phòng rủi ro tín dụng và tiền gửi của khách hàng. SIZE có tương quan cùng chiều với lợi nhuận đại diện bởi quy mô tổng tài sản của ngân hàng.

4.3. PHÂN TÍCH HỒI QUY

Tại phần này, tác giả đa sử dụng ba phương pháp bao gồm hồi quy bình phương nhỏ nhất (Pooled OLS), mô hình tác động cố định (FEM) và tác động ngẫu nhiên (REM) đê đánh giá tác động của các biến trong mô hình. Qua đó đánh giá mức độ ảnh hưởng, mức y nghĩa của từng hệ số và mức độ giải thích của mô hình đến lợi nhuận của các NHTMCP Việt Nam được niêm yết trên Sở giao dịch chứng khoán.

Bảng 4.3. Kết quả hồi quy đối với biến phụ thuộc ROA trong 3 mô hình Pooled OLS, FEM và REM

Biến

Pooled OLS FEM REM

Coef valueP- Coef valueP- Coef valueP-

PCL -0.2542241*** 0.000 0.0207357 0.761 -0.1192574* 0.052 NPL -0.407095 0.284 -0.014229 0.722 -0.0271609 0.459 DEPTA -0.0112388** 0.032 -0.035229*** 0.000 -0.0213579*** 0.000 SIZE 0.0008086 0.119 0.0029702** 0.029 0.0014272** 0.035 LQR 0.0829928 0.480 0.2790571 0.152 0.1312572 0.341 Prob > F 0.0000 0.0001 0.0001 R-square 0.2962 0.1387 0.2397

Y nghĩa thống kê: *** p<0.01, ** p<0.05, * p<0.1

Nguồn: Kết quả tổng hợp tư Stata 14

Bảng 4.3 trình bày kết quả ước lượng từ 3 phương pháp hồi quy Pooled OLS, FEM và REM. Trong đó, đối với phương pháp Pooled OLS, kết quả từ mô hình cho thấy tồn tại hệ số hồi quy có y nghĩa ở các mức y thống kê khác nhau giữa các biến đại diện cho tỷ lệ dự phòng rủi ro tín dụng ở mức y nghĩa 1% và tỷ lệ tiền gửi khách hàng ở mức y nghĩa 5%. Tuy nhiên, đối với dữ liệu bảng thì mô hình Pooled OLS thường không được sử dụng vì rất dễ vi phạm các khuyết tật của mô hình hồi quy tuyến tính như phương sai thay đổi và tự tương quan.

Kết quả hồi quy theo phương pháp FEM và REM cũng tồn tại hệ số hồi quy có y nghĩa thống kê. Theo đó, đối với mô hình FEM, có mối quan hệ tác động nghịch chiều giữa biến DEPTA ở mức y nghĩa 1% với ROA và tác động cùng chiều giữa biến SIZE ở mức y nghĩa 5% với lợi nhuận của các các NHTMCP. Đối với kết quả thu được từ REM, cho thấy biến PCL và DEPTA có tác động nghịch chiều đến ROA ở các mức y nghĩa lần lượt là 10% và 1%, và biến SIZE đại diện cho quy mô tổng tài sản có tác động cùng chiều với lợi nhuận ở mức y nghĩa 5%.

4.4. KIEM ĐINH KET QUẢ MÔ HÌNH 4.4.1. Kiêm định Hausman

Đê xem xét giữa mô hình FEM và REM mô hình nào phù hợp hơn, tác giả tiến hành kiêm định Hausman đê xem xét có tồn tại tự tương quan giữa �� và các biến độc lập hay không.

Bảng 4.4. Kết quả kiểm định Hausman

Kiêm định Hausman

Chi-square P-Value Kết luận

44.94 0.0000 Kết quả kiêm định Hausman

ủng hộ sử dụng mô hình FEM

Nguồn: Kết quả tổng hợp tư Stata 14

Kết quả từ bảng 4.4 cho thấy P-value = 0.000 < 1%, từ đó bác bỏ giả thiết H0 điều này có nghĩa có sự tương quan giữa tác động đặc trưng với các biến độc lập