4.4.1. Biến phụ thuộc ROA
S au khi x em xét hi ện tuợng đa c ộng tuyến, p huong s ai thay đổ i và tự tuong
quan giữa c ác phần du nhu đã trình b ày ở trên . B ảng 4.9 tác giả trình b ày tổng hợp
c ác kết quả uớc luợng cho mô hình ROA là biến phụ thuộ c , tác giả trình b ày thêm c ác mô hình P o ole d O L S , REM . Mặc dù c ó hiện tuợng phuong s ai thay đổi và
Bảng 4.9. Ket quả hồi quy theo biến phụ thuộc ROA bằng mô hình Pooled OLS, REM, FGLS
NPL Beta -0.200 -0.204 -0.1474 Tri S ố P 0.009(***) 0.012(**) 0.026(**) GROWTH Hệ SO Beta 0.004 0.004 0.0007 Tri S ố P 0.04(**) 0.037(**) 0.684 LOAN Hệ SO Beta -0.006 -0.008 -0.0076 Tri S ố P 0.026(**) 0.008(***) 0.003(***) EQUITY Hệ SO Beta 0.034 0.033 0.0318 Tri S ố P 0.002(***) 0.008(***) 0.016(**) INF Hệ SO Beta -0.004 -0.004 0.0079
GDP Hệ SO Beta 0.107 0.0654 Tri S ố P 0.002(***) 0.001(***) 0.009(***) Hằng số Hệ SO Beta 0.001 0.002 0.0062 Tri S ố P 0.603 0.455 0.034(**)
DIV Biến đa dạng hóa thu nhập + + Ch p nh n gi thuyết NPL Tỉ l ệ nợ xấu trên t ợ - - Ch p nh n gi thuyết GROWTH T O c độ tăng truởng tài s ản + + Bác b gi thuyết
Chú thích: (***) tương ứng mức ý nghĩa 1%, (** ) tương ứng mức ý nghĩa 5%, (*)tương ứng mức ý nghĩa 10%
Nguồn: Kết quả xử lý trên STATA 14 (Phụ lục 7)
Phương trình hồi quy mô hình nghiên cứu 1 có dạng:
ROA = 0.0062 + 0.0074*DIV - 0.1474*NPL - 0.0076*LOAN + 0.0318*EQUITY + 0.0654*GDP
Trong mô hình ROA là biến phụ thuộc khi S O sánh 3 phương pháp ước lượng
với nhau thì cho ra kết quả hầu như tương đồng nhau . Hầu như các biến đều c ó ý nghĩa thống kê.
B ảng tổng hợp kết quả mô hình nghiên cứu 1 đuợc thể hiện nhu S au:
EQUITY Tỉ lệ VCSH trên tài s n + + Ch p nh n gi thuyết GDP T ă ng kinh tế + + Ch p nh n gi thuyết NIF Tỉ l ệ l ạm phát - - Bác b gi thuyết
DIV Hệ số BetaBiến đa dạng hóa thu nhập (DIV) được tác giả tính dựa trên C ông thức của0.137 0.150 0.052
Chiorazzo và C ộng sự (2008) cho 2 9 NHTM tại Việt Nam trong giai đo ạn từ năm 2011-2020. B iến này có giá trị P -value là 0.00 1 c ó ý nghĩa thống kê ở mức 5 % đối
với biến phụ thuộ c tỷ suất lợi nhuận trên tổng tài s ản (ROA) . Hệ số gó c là 0.0074 có
ý nghĩa là khi c ác yếu tố khác không đổi, nếu đa dạng hó a thu nhập tăng 1 đon vị thì
tỷ suất lợi nhuận trên tổng tài s ản (ROA) s ẽ tăng lên 0.74 đon vị . Kết quả cho thấy tác động cùng chiều của đa dạng hó a thu nhập đến tỷ suất lợi nhuận trên tổng tài s ản
(ROA).
Tỉ lệ nợ xấu trên tổng dư nợ (NPL ) được tác g i ả tính trên T ổng nợ
Xấu/T ổng dư nợ của 2 9 NHTM tại Việt Nam trong giai đo ạn từ năm 20 1 1-2020. Biến này có giá trị P -value là 0.026 có ý nghĩa thống kê ở mức 5 % đối với biến phụ thuộ c tỷ suất lợi nhuận trên tổng tài sản (ROA) . Hệ số g ó c là -0. 1474 c ó ý nghĩa
l à khi c ác yếu tố khác không đổ i , nếu tỉ l ệ nợ xấu trên tổng dư nợ tăng 1 % thì tỷ suất lợi nhuận trên tổng tài s ản (ROA) s ẽ giảm xuống 1 4.74% . Kết quả cho thấy tác
động ngược chi ề u của tỉ l ệ nợ xấu trên tổ ng dư nợ đến tỷ suất lợi nhuận trên tổng tài
sản (ROA).
Tỉ lệ dư nợ cho vay trên tài sản (L OAN) được tác g i ả tính trên Tổng dư
ợ/ ă -2020.
Biến này có giá trị P -value là 0.003 có ý nghĩa thống kê ở mức 5 % đối với biến phụ thuộ c tỷ suất lợi nhuận trên tổng tài sản (ROA) . Hệ số g ó c là -0.0076 c ó ý nghĩa
là khi các yếu tố khác không đ ổ i , nếu tỉ l ệ dư nợ ch o vay trên tài s ản tăng 1 % thì là khi các yếu tố khác không đổi, nếu tỉ lệ VC S H trên tài S ản tăng 1 % thì tỷ suất lợi (adsbygoogle = window.adsbygoogle || []).push({});
nhuận trên tổng tài S ản (ROA) S ẽ tăng l ê n 3.1 8 % . Kết quả cho thấy tác động cùng
chiều của tỉ lệ VC S H trên tài sản đến tỷ suất lợ nhuận trên tổng tài S ản (ROA) .
Tốc độ tăng trưởng kinh tế (GDP) được tác giả dựa trên tỉ lệ tăng trưởng
GD P hàng năm của Vi ệt N am trong g i ai đo ạn từ năm 2 O 1 1 -2 O 2 O . B iến
này c ó g i á trị
P -value là O . O O 9 c ó ý nghĩa thống kê ở mức 5 % đối với biến phụ thuộ c tỷ suất lợi
nhuận trên tổng tài sản (ROA) . Hệ số góc là 0.0654 có ý nghĩa là khi các yếu tố khác không đổ i , nếu tố c độ tăng trưởng kinh tế tăng 1 % thì tỷ su ất lợi nhuận trên tổng tài s ản (ROA) s ẽ tăng lên 6.54% . Kết quả cho thấy tác động cùng chiều của tố c
độ tăng trưởng kinh tế đến tỷ suất lợi nhuận tr ên tổng tài s ản (ROA) .
4.4.2. Biến phụ thuộc ROE
S au khi X em xét hi ện tượng đa c ộng tuyến, p hưong s ai thay đổ i và tự tưong
quan giữa c ác phần dư như đã trình b ày ở trên . B ảng 4 . 1 1 tác giả trình b ày tổngBảng 4.11. Kết quả hồi quy theo biến phụ thuộc ROE bằng mô hình Pooled
NPL
Tri S o P 0.016(**) 0.003(***) GROWTH Hệ so Beta 0.034 0.034 0.009 Tri S o P 0.167 0.162 0.644 LOAN Hệ so Beta -0.117 -0.115 -0.108 Tri S o P 0.001(***) 0.001(***) 0.000(***) INF Hệ so Beta -0.502 -0.488 -0.347 Tri S o P 0.001(***) 0.001(***) 0.004(***) GDP Hệ so Beta 1.001 1.021 0.650 Tri S o P 0.014(**) 0.01(**) 0.025(**) Hằng số Hệ so Beta 0.076 0.07 0.114 Tri S o P 0.031 (**) 0.05(**) 0(***)
DIV Biế ng hóa thu nh p + + Ch p nh n gi thuyết NPL T l nợ x u trên t ng du nợ - - Ch p nh n gi thuyết
SIZE Qui mô ngân hàng + + Ch p nh n
gi thuyết
Chú thích: (***) tương ứng mức ý nghĩa 1%, (** ) tương ứng mức ý nghĩa 5%, (*)tương ứng mức ý nghĩa 10%
Nguồn: Kết quả xử lý trên STATA 14 (Phụ lục 8)
Phương trình hồi quy mô hình nghiên cứu 2 có dạng:
ROE = 0.114 + 0.052*DIV - 2.607*NPL + 4.96E-11*SIZE - 0.108*LOAN - 0.347*INF + 0.650*GDP
Ket quả phân tích cho thấy, các yếu to NPL, L OAN và INF đều tác động ngược chiều đến khả năng sinh lợi trên tổng vOn chủ S ở hữu (ROE) với mức ý nghĩa
5 % . Trong khi đó yếu tθ DIV, S IZE và GDP tác động cùng chi ều đến khả năng lợi trên tổng vốn chủ sở hữu (ROE) ở mức ý nghĩa 5 % . Và yếu tố GROWTH không
C ó tác động đến ROE v ới mức ý nghĩa l à O .644 > O . O 5 .
B ảng tổng hợp kết quả mô hình nghiên cứu 2 đuợc thể hiện nhu s au:
LOAN Tỉ l ệ du nợ cho vay trên tài s n - - Ch p nh n gi thuyết GDP T ă ng kinh tế + + Ch p nh n gi thuyết NIF T l l m phát - - Ch p nh n gi thuyết
Biến đa dạng hóa thu nhập (DIV) được tác giả tính dựa trên C ông thức của
Chiorazzo và C ộng sự (2008) cho 2 9 NHTM tại Việt Nam trong giai đo ạn từ năm 2011-2020. B iến này có giá trị P -value là 0.0 4 1 c ó ý nghĩa thống kê ở mức 5 % đối
với biến phụ thuộ c tỷ suất s inh lợi trên tổng vốn chủ s ở hữu (ROE) . H ệ s ố g ó c
1 à
0.052 c ó ý nghĩa là khi c ác yếu tố khác không đổi, nếu đa dạng hó a thu nhập tăng 1 (adsbygoogle = window.adsbygoogle || []).push({});
đon vị thì tỷ suất s inh lợi trên tổng vốn chủ sở hữu (ROE) s ẽ tăng 1 ên 5 .2 đơn vị .
ế ế ợ
(ROE).
Tỉ lệ nợ xấu trên tổng dư nợ (NPL ) được tác g i ả tính trên T ổng nợ
Xấu/T ổng dư nợ của 2 9 NHTM tại Việt Nam tro ng giai đo ạn từ năm 20 1 1 -2020. Biến này có giá trị P -value là 0.000 có ý nghĩa thống kê ở mức 5 % đối với biến phụ thuộ c tỷ suất sinh lợi trên tổng vốn chủ sở hữu (ROE) . Hệ s ố g ó c là -2.607 có ý
nghĩa l à khi c á c yếu tố khác không đổ i , nếu tỉ l ệ nợ X ấu trên tổng dư nợ tăng 1
% thì
tỷ suất sinh lợi trên tổng vốn chủ s ở hữu (ROE) s ẽ giảm xuống 26.07% . Kết quả cho
thấy tác động ngược c hi ều của tỉ l ệ nợ xấu trên tổng dư nợ đến tỷ suất s inh lợi trên tổng vốn chủ s ở hữu (ROE)
Qui mô ngân hàng ( S IZE) được tác giả đo lường b ang tổng tài s ản của
ngân
hàng ă - ế
giá trị P -value là 0.003 c ó ý nghĩa thống kê ở mức 5 % đối với biến phụ thuộ c tỷ suất sinh l ợi trên tổng vốn chủ s ở hữu (ROE) . Hệ s ố g ó c l à 4.96E- 1 1 c ó ý
nghĩa là
1 à khi C ác yếu tố khác không đổ i , nếu tỉ 1 ệ du nợ cho vay trên tài S ản tăng 1 % thì
thuộ C tỷ Suat S inh 1ợi trên tổng vốn chủ S ở hữu (ROE) S ẽ g i ảm xuố ng 1 O . 8
% . Kết
quả cho thay tác động nguợc chiều của tỉ 1ệ du nợ cho vay trên tài S ản đến tỷ Suat S inh 1ợi tr ên tổng vốn c hủ S ở hữu (ROE).
Tỉ lệ lạm phát (INF) đuợc tác giả dựa trên tỉ lệ tăng chỉ s ố giá CPI trong
năm của Vi ệt N am tro ng g i ai đo ạn từ năm 2 O 1 1 -2 O 2 O . B iến n ày c ó g i á
trị P -value
1à O . O 04 c ó ý nghĩa thống kê ở mức 5 % đối với biến phụ tỷ Suat Sinh 1 ợi trên tổng
vốn chủ S ở hữu (ROE) . H ệ S ố g ó c 1 à - O . 347 c ó ý nghĩa 1 à khi c ác yếu tố
khác không
đổ i , nếu tỉ 1 ệ 1 ạm phát tăng 1 % thì tỷ Suat S inh 1ợi trên tổng vốn chủ S ở hữu (ROE)
ẽ 4 ế ợ ế
tỷ Suat S inh 1ợi tr ên tổng vốn chủ S ở hữu (ROE).
Tốc độ tăng trưởng kinh tế (GDP) đuợc tác giả dựa trên tỉ lệ tăng truởng
GDP hàng năm của Vi ệt Nam trong gi ai đo ạn từ năm 2 O 1 1 -2 O2O . B iến này c
ó giá trị (adsbygoogle = window.adsbygoogle || []).push({});
P - b ế
ợ (ROE) ế
khác không đổ i , nếu tố cđộ tăng truởngkinh tế tăng 1 % thì tỷ Suat S inh 1ợi trên tổng
(ROE) ẽ ă ế
ă ế ế ợ (ROE).
4.5. Thảo luận kết quả nghiên cứu
Phu ong trình h O i quy mô hình nghiên cứm:
mô hình . B ằng chứng thực nghiệm này C òn được củng C ố thêm khi tác giả sử dụng
C ác phương pháp ước lượng khác và cũng ch O kết quả tư ơng đồng . Trong quá trình
hội nhập quố c tế ng ày nay, c ác ng ân hàng mở rộng kinh do anh thêm nhiều mảng dịch vụ để tăng cường b án ché O c ác s ản phẩm dịch vụ, làm tăng thêm lợi nhuận ng ân hàng the O nghiên cứu của L ep etit và c ộng sự (2 O O 8 ) . Đ ặc biệt, hiện
nay với
ảnh hưởng từ dị ch b ệnh C OVID- 1 9 đã tác động ti êu cực và l àm ảnh hưởng l ớn tới
ợ
dịch vụ/s ản phẩm trong b ối c ảnh dịch b ệnh như hiện nay là hết sức c ần thiết và quan trọng , giúp c ác NHTM Việt Nam đa dạng ho á được nguồn thu nhập . The O thống kê c ác dịch vụ điện tử của ng ân hàng đã tăng c ả về chất lẫn về lượng , và c ác
tiện ích: khi có tài khoản thanh toán từ ngân hàng, họ có thể dùng ứng dụng hoặc giao dịch tại thẻ ATM để mở tài kho ản tiết ki ệm trực tuyến, thanh to án c ác hó a đơn
điện, nước , viễn thông, mua vé tàu xe , khách s ạn, nạp tiền điện thoại mọi lúc mọi nơi, không phụ thuộc vào giờ giao dịch của các ngân hàng nữa. Hơn nữa, có nhiều ng ân hàng liên kết với c ác c ông ty b ảo hiểm, c ông ty tài chính để khách hàng đóng
và nhận tiền b ảo hiểm, tiền vay đúng kỳ hạn . Chính những ho ạt động kinh do anh đa
dạng này giúp ng ân hàng trở thành trung tâm tài chính cung c ấp nhiều dịch vụ từ đó
ă
sinh nhu cầu vay vốn tín dụng , giới thiệu chéo c ác s ản phẩm khác ho ặc họ s ẽ giới thiệu với các khách hàng mới giúp ta c ó thêm khách hàng .
ng ân hàng tăng lợi thế kinh tế nhờ vào quy m ô . Ket quả này đuợc ủng hộ b ởi S
tiro h
(2004a, 2004b); L ep etit và c ộng sự (2008); Nguyễn Minh S áng (2 0 1 7) .
- NHTM cho vay c àng c ao nhung nếu không kiểm s o át tốt đuợc tỷ l ệ du nợ cho vay sẽ làm phát sinh nợ xấu ảnh huởng tiêu cực đến lợi nhuận của c ác
NHTM .
Kết quả nghiên cứu này đuợc ủng hộ b ởi quan điểm của tác giả C ành và c
ộng sự
(2015).
- B iến Tỉ lệ VC S H trên tài s ản c ó tác động cùng chiều đến lợi nhuận của c ác
ngân hàng thuơng mại Việt Nam. Vi khi Tỉ lệ VCSH trên tài sản càng cao cho thấy (adsbygoogle = window.adsbygoogle || []).push({});
tiềm lực của tài chính của c ác NH TM c àng c ao , đặc biệt nguồn VC S H
chiếm tỷ
trọng lớn trong T T S của c ác NHTM . Kết quả nghiên cứu này đuợc ủng hộ
b ởi quan
điểm của tác giả Cành và cộng sụ (2015).
- B iến ki ểm s o át vĩ m ô GD P c ó tác động tí ch cực đến lợi nhuận ng ân
hàng .
Khi nền kinh tế phát triển thì c ác do anh nghiệp ho ạt động hiệu quả hon, nhu
c ầu c ần
vốn để đầu tu nhiều hon nên ng ân hàng s ẽ tăng thu nhập từ ho ạt động tín
dụng . B ên
c ạnh đó , khi nền kinh tế ho ạt động hiệu quả thì c ác ho ạt động từ c ác chủ
thể khác
CHƯƠNG 5. KẾT LUẬN VÀ KHUYẾN NGHỊ
5.1. Ket luận
Đ ề tài nghiên cứu sự tác động của đa dạng hó a thu nhập đến lợi nhuận các NHTM ở Việt Nam nhằm tìm hiểu hai mục tiêu:
- Kiem định tác động của đa dạng hóa thu nhập đến lợi nhuận của các ngân hàng thương m ại Việt Nam.
- Đ ề xuất một s O khuyến nghị nhằm g ia tăng lợi nhuận của các ngân hàng thương mại Vi ệt N am thông qua đa dạng hóa thu nhập.
Nghiên cứrn này kiem định sự ảnh hưởng của đa dạng hó a thu nhập đến lợi nhuận của 2 9 NH T M Vi ệt N am trong g i ai đ O ạn 20 1 1 -2020 sử dụng b ảng dữ
li ệ u
gồm 290 quan sát. B ằng việc sử dụng đa dạng các phương pháp ước lượng OL S , FGLS ế
hó a thu nhập tác động cùng chiều vớ lợi nhuận của c ác NHTM (thông qua ROA và ROE).
Phương trình hồ i quy mô hình nghiên cứu:
ROA = 0.0062 + 0.0074*DIV - 0.1474*NPL - 0.0076*LOAN +
0.0318*EQUITY + 0.0654*GDP
ROE = 0.114 + 0.052*DIV - 2.607*NPL + 4.96E-11*SIZE - 0.108*LOAN - 0.347*INF + 0.650*GDP
Điều này c ó nghĩa là khi c ác ng ân hàng đa dạng hó a c àng cao thì lợi nhuận
c àng lớn . Kết quả của tác giả phù hợp vớ c ác b ài nghiên cứu của S mith và c ộng sự
(2003) , B aele và c ộng sự (2007) , Chiorazzo và c ộng sự (2008) , Gurbuz và c ác c ộng
này cũng ho àn to àn phù hợp với XU hướng ho ạt động của ng ân hàng tại Việt Nam hiện nay, đó là phát tri en ho ạt động ng ân hàng the o hướng hiện đại với đẩy mạnh hoạt động từ phí và hoa hồng. (adsbygoogle = window.adsbygoogle || []).push({});
T óm l ại , kết quả định lượng đã g i ải quyết được mục ti êu nghi ên cứu và khẳng định lợi ích của việ c đa dạng hó a thu nhập S ẽ mang lại lợi nhuận cho c ác ngân hàng.
5.2. Một số kiến nghị
B ài nghiên cứu cung cấp thêm b ang chứng thực nghiệm về tác động đa dạng hó a thu nhập đến lợi nhuận của c ác ng ân hàng thưong mại Việt Nam . Điều này giúp
cho nhà quản trị ng ân hàng c ó thêm c o SỞ giảm Sự phụ thuộ c vào nguồn thu nhập lãi
và gia tăng nguồn thu nhập ng oài lãi . Đ ồng thời giúp ích ng ân hàng c ó thêm biện pháp duy trì lợi nhuận trong tình trạng nền kinh tế g ặp khó khăn vì ảnh hưởng của đại dị ch C O VID -19. Bên c ạnh đó , nhà quản trị c an xe m X ét đến yếu tố rủi ro
từ c ác
nguồn thu nhập mang l ại đe c ó chiến lược kinh do anh phù hợp từng thời kỳ. Riêng với nhóm ng ân hàng quy mô trung bình và nhỏ nên tập trung vào ho ạt động tạo thu nhập truyền thống hon đa dạng hó a thu nhập vì giới hạn về năng lực quản trị và quy mô ho ạt động. S au đây là một S ố kiến nghị cụ the của tác giả :
- về chiến lược kinh doanh: C ác NH T M Vi ệt N am nên đư a mục ti êu về
g i a
ă ế ợ ế
hiện ở c ấp lãnh đạo c ao nhất . B ên c ạnh đó , phân tích hiệu quả từng nguồn thu