1.3.2 .Nhiệm vụ nghiên cứu
4.3. Kiểm định giả thuyết nghiên cứu
Qua bước phương pháp phân tích hệ số Cronbach Alpha và bước phân tích nhân tố khám phá EFA, yếu tố cấu thành và biến quan sát được hiệu chỉnh như sau: với thang đo TNXHDN của NHTM vẫn được giữ nguyên với 7 yếu tố cấu thành và 27 biến quan sát. Với thang đo kết quả tài chính vẫn cố định với kết quả tính trung bình ROA, ROE của các NHTM từ 2010-2014.
Tiếp tục, tác giả áp dụng phương pháp phân tích hồi quy bội để mô tả các dữ liệu quan sát được đồng thời từ các kết quả quan sát được ta suy rộng kết luận cho mối liên hệ giữa các yếu tố. Bước đầu tiên khi tiến hành phân tích hồi quy bội là xem xét các mối tương quan tuyến tính giữa tất cả các yếu tố cấu thành và biến quan sát tương ứng.
4.3.1. Kiểm định giả thuyết tác động của thực hiện TNXHDN đến khả năng sinh lợi trên tổng tài sản của ngân hàng (ROA) sinh lợi trên tổng tài sản của ngân hàng (ROA)
Phân tích hồi quy đa biến giữa biến phụ thuộc là khả năng sinh lợi trên tài sản (ROA) và 7 biến độc lập (QT, CN, LĐ, MT, CB, KH, CĐ) bằng phương pháp đưa biến vào mô hình đồng loạt.
Bảng 4.9: Hệ số R bình phương hiệu chỉnh mô hình 1
Nguồn: Nghiên cứu của tác giả
Model 1 R R Square Adjusted R
Square
Y1(ROA) = β0 + β1X1 + β2X2 + β3X3 + β4X4
+ β5X5 + β6X6+ β7X7 + € .857
Nhìn vào bảng 5.5 R bình phương hiệu chỉnh của mô hình = 0.723 > 0.55 chứng tỏ mô hình là phù hợp. 7 biến giải thích được 73,5% phương sai của biến ROA.
Bảng 4.10: Kết quả hồi quy tuyến tính mô hình 1
Model 1 Unstandardized Coefficients
B Std. Error VIF Y1(ROA) = -2.385 + 0.094QT+ 0.12CN + 0.202LĐ+ 0.105MT + 0.087CB + 0.053KH+ 0.173CĐ (Constant) -2.385** .180 QT .094** .023 1.132 CN .120** .025 1.235 LĐ .202** .032 1.790 MT .105** .031 1.340 CB .087** .031 1.507 KH .053* .022 1.287 CĐ .173** .027 1.453 **: Mức ý nghĩa 99% *: Mức ý nghĩa 95%
Nguồn: Nghiên cứu của tác giả
Kết quả kiểm định đa cộng tuyến cho thấy, dung sai và hệ số phóng đại phương sai (VIF) nhỏ hơn 4. Do vậy hiện tượng đa cộng tuyến giữa 7 biến độc lập trong mô hình hồi quy là nhỏ. Vì vậy, mối quan hệ giữa các biến độc lập không ảnh hưởng đáng kế đến kết quả giải thích của mô hình hồi quy (Hair, 2006).
Từ bảng 5.16 cho thấy mức ý nghĩa của 7 nhân tố đều đạt yêu cầu Sig < 0.05. Với mức ý nghĩa 5%, sự biến thiên của 7 nhân tố đều ảnh hưởng đến chỉ số sinh lợi trên tài sản của ngân hàng. Sự phụ thuộc này được mô tả theo phương trình:
Y1(ROA) = -2.385+ + 0.094QT + 0.12CN + 0.202LĐ + 0.105MT + 0.087CB + 0.053KH+ 0.173CĐ
Hệ số beta cho thấy các biến độc lập có mối quan hệ thuận chiều với biến phụ thuộc. Tất cả các biến đều có ý nghĩa về mặt thống kê ở mức 0.05.
Có thể sắp xếp các yếu tố theo mức độ giảm dần như sau: Thực hành lao động (LĐ); Cộng đồng (CĐ); Quyền con người (CN); Môi trường (MT); Quản trị công ty (QT); Công bằng trong hoạt động (CB); Khách hàng (KH). Có thể nói các kết quả phân tích định lượng ủng hộ các giả thuyết nghiên cứu. Mức độ tác động của thực hành lao động là cao nhất điều này hoàn toàn phản ánh đúng thực tế tại các Ngân hàng cũng như kết quả định tính đã được phân tích tại chương 3. Theo báo cáo đánh giá của ILO, các tổ chức tài chính là đơn vị tuân thủ tốt nhất về thực hành lao động do đặc thù ngành đòi hỏi nhân lực trình độ cao cũng như sự cạnh tranh gay gắt của các tổ chức tín dụng đòi hỏi các ngân hàng phải có các chính sách thu hút và giữ chân nguồn nhân lực chất lượng cao. Tuy nhiên, kết quả này cũng cho thấy khách hàng là đối tượng quan trọng của ngân hàng tuy nhiên áp lực từ phía khách hàng đến việc thực hiện TNXH của doanh nghiệp là chưa cao. Do vậy, đòi hỏi trong thời gian tới các khách hàng cần quan tâm hơn nữa đến vấn đề thực hiện TNXHDN của ngân hàng nhằm đảm bảo an toàn cho tiền gửi và các khoản vay.
4.3.2. Kiểm định giả thuyết tác động của thực hiện TNXHDN đến khả năng sinh lợi trên vốn chủ sở hữu (ROE) sinh lợi trên vốn chủ sở hữu (ROE)
Phân tích hồi quy đa biến giữa biến phụ thuộc là khả năng sinh lợi trên vốn chủ sở hữu (ROE) và 7 biến độc lập (QT, CN, LĐ, MT, CB, KH, CĐ) bằng phương pháp đưa biến vào mô hình đồng loạt.
Bảng 4.11: Hệ số R bình phương hiệu chỉnh mô hình 2
Nguồn: Nghiên cứu của tác giả
Model 1 R R Square Adjusted R
Square
Y2(ROE) = β0 + β1X1 + β2X2 + β3X3 + β4X4
+ β5X5 + β6X6+ β7X7 + € .810
Nhìn vào bảng 4.11 R bình phương hiệu chỉnh của mô hình = 0.640 > 0.55 chứng tỏ mô hình là phù hợp. 7 biến giải thích được 64% phương sai của biến ROE.
Bảng 4.12: Kết quả hồi quy tuyến tính mô hình 2
Model 1 Unstandardized Coefficients B Std. Error VIF
Y2(ROE) = -25.514 + 0.730QT+ 1.215CN + 2.563LĐ+ 0.956MT + 0.941CB + 0.781KH+ 1.902CĐ (Constant) -25.514** 2.429 QT .730* .315 1.132 CN 1.215** .335 1.235 LĐ 2.563** .436 1.790 MT .956* .414 1.340 CB .941* .414 1.507 KH .781** .300 1.287 CĐ 1.902** .357 1.453 **: Mức ý nghĩa 99% *: Mức ý nghĩa 95%
Nguồn: Nghiên cứu của tác giả
Kết quả kiểm định đa cộng tuyến cho thấy, dung sai và hệ số phóng đại phương sai (VIF) nhỏ hơn 4. Do vậy hiện tượng đa cộng tuyến giữa 7 biến độc lập trong mô hình hồi quy là nhỏ. Vì vậy, mối quan hệ giữa các biến độc lập không ảnh hưởng đáng kế đến kết quả giải thích của mô hình hồi quy (Hair, 2006).
Từ bảng 4.12 cho thấy mức ý nghĩa của 7 nhân tố đều đạt yêu cầu Sig < 0.05. Với mức ý nghĩa 5%, sự biến thiên của 7 nhân tố đều ảnh hưởng đến chỉ số sinh lợi trên tài sản của ngân hàng. Sự phụ thuộc này được mô tả theo phương trình:
Y2(ROE) = -25.514 + 0.730QT + 1.215CN + 2.563LĐ+ 0.956MT + 0.941CB + 0.781KH+ 1.902CĐ
Hệ số beta cho thấy các biến độc lập có mối quan hệ thuận chiều với biến phụ thuộc. Tất cả các biến đều có ý nghĩa về mặt thống kê ở mức 0.05. Qua kiểm chứng định lượng cho thấy các biến độc lập đều có tác động đến
biến phụ thuộc là tỷ suất sinh lời trên vốn chủ sở hữu hay nói khác đi TNXHDN có tác động trực tiếp đến tỷ suất sinh lời trên vốn chủ sở hữu (ROE). Điều này thể hiện qua các hệ số beta có thể sắp xếp các yếu tố theo mức độ giảm dần như sau: Thực hành lao động (LĐ); Cộng đồng (CĐ); Quyền con người (CN); Môi trường (MT); Công bằng trong hoạt động (CB); Khách hàng (KH). Quản trị công ty (QT);
Có thể nói các kết quả phân tích định lượng ủng hộ các giả thuyết nghiên cứu. Mức độ tác động của thực hành lao động là cao nhất cũng giống như trong mô hình phân tích với biến phụ thuộc ROA. Tuy nhiên, khác với mô hình 1, quản trị công ty được xem có tác động ít nhất trong mô hình phân tích này. Tại sao lại có nguyên do này, điều này cũng phản ánh thực tiễn về quản trị công ty trong các ngân hàng Việt Nam hiện nay. Đa số các Ngân hàng Việt Nam hiện nay chưa có các công bố, báo cáo về tình hình thực hiện quản trị công ty cũng như tuân thủ các nguyên tắc về quản trị công ty của OECD và Basel. Có rất ít các ngân hàng Việt Nam hiện nay mới tiệm cận đến tiêu chuẩn Basel II trong đó các ngân hàng trên thế giới đã tiếp cận đến Basel III và bộ nguyên tắc Basel mới được điều chỉnh vào tháng 10/2015. Như vậy, có thể thấy đa số các ngân hàng chưa quan tâm nhiều đến công tác quản trị công ty. Tuy nhiên, trong bối cảnh hội nhập kinh tế quốc tế, áp lực cạnh tranh từ các ngân hàng nước ngoài đòi hỏi các ngân hàng việt Nam cần có những bước triển khai quản trị công ty theo thông lệ quốc tế nhằm phát triển bền vững ngành ngân hàng Việt Nam.
Kết luận chương 4
Trong chương 4, kiểm định phân tích hồi quy đã được sử dụng để kiểm định tác động của TNXHDN đến kết quả tài chính của các NHTM tại Việt Nam cho thấy có mối quan hệ thuận chiều giữa thực hiện TNXHDN đến kết quả tài chính của các NHTM Việt nam. Cụ thể như sau:
Thứ nhất, về yếu tố quản trị công ty có tác động tích cực đến kết quả tỷ suất sinh lời trên tổng tài sản (0.094) và tỷ suất sinh lời trên vốn chủ sở hữu (0.074). Điều này cho thấy quản trị công ty có vai trò tác động đáng kể đến kết quả tài chính của các NHTM Việt Nam. Điều này là hoàn toàn phù hợp với kết quả nghiên cứu định tính đã được chi tiết hóa trong chương 3. Đối với các ngân hàng có chỉ số tuân thủ quản trị công ty theo các thông lệ quốc tế thấp, đồng nghĩa với việc kết quả tài chính chưa cao. Điều này được thể hiện rõ trong một số trường hợp như ngân hàng Seabank, Bắc Á, Argibank...
Tuy nhiên, khi tiến hành phỏng vấn sâu một số cán bộ quản lý trong các NHTM như Ngân hàng MB, Techcombank, một số ý kiến đưa ra về trường hợp của các ngân hàng như: Lehman Brothers,Worldcom, France Telecom đã sụp đổ, vậy liệu việc cam kết tuân thủ các thông lệ về quản trị công ty của quốc tế có đảm bảo kết quả tài chính của ngân hàng và không dẫn ngân hàng đến sụp đổ; và liệu các NHTM Việt Nam có nên tuân thủ các tiêu chuẩn này và làm sao tránh được vết xe đổ.
Tác giả đã trao đổi ý kiến này với GS. John Shield, Trưởng Khoa Quản trị Kinh doanh của Đại học Sydney, Úc, chuyên gia nghiên cứu về gói thu nhập của thành viên Ban điều hành ngân hàng. Giáo sư Shield cho rằng các thông lệ quản trị công ty của quốc tế đã được nghiên cứu và áp dụng tại nhiều quốc gia trên thế giới và cho thấy nhiều kết quả đáng khích lệ. Trường hợp ngân hàng Lehman chỉ là một trường hợp đặc biệt và sự sụp đổ của ngân hàng này là chuỗi những hệ quả về rủi ro đạo đức kinh doanh của ngân hàng, sai phạm trong kiểm toán, những vụ bê bối tài chính cũng như một số yếu tố tác động khác ở bên ngoài. Do vậy, theo ý kiến của GS Shield, các NHTM Việt nam đang ở trong bước đầu của phát triển, do vậy để cạnh tranh, hội nhập và phát triển bền vững các NHTM vẫn cần phải tuân thủ các thông lệ quốc tế về quản trị công ty.
Ngoài ra, theo kết quả nghiên cứu đánh giá của TS. Cấn Văn Lực (2015), thực hiện tốt quản trị công ty sẽ đem lại các lợi ích thiết thực cho ngân hàng như: nâng cao hiệu quả hoạt động kinh doanh; sử dụng có hiệu quả nguồn tài nguyên khan hiếm; dễ dàng tiếp cận nguồn vốn dài hạn; tăng cơ hội kinh doanh; đảm bảo quyền lợi và đối xử bình đẳng với các cổ đông; đảm bảo quyền lợi của các bên liên quan khác, trong đó có an sinh của người lao động; chủ nợ và công chúng. Đặc biệt hơn cả là nâng cao năng lực cạnh tranh và hội nhập của ngân hàng. Như vậy, có thể thấy ý kiến của 2 chuyên gia đều trùng khớp về vai trò của quản trị công ty theo các thông lệ quốc tế đối với ngân hàng.
Tại Việt Nam, mặc dù quá trình tái cơ cấu các tổ chức tín dụng đã cho các kết quả khả quan nhưng vẫn còn nhiều cặp NHTM sở hữu chéo. Bên cạnh đó, các hình thức sở hữu chéo ngày càng đa dạng và tinh vi hơn đó có thể là sở hữu theo kiểu liên kết sở hữu gián tiếp thông qua nhiều chủ thể trung gian, thậm chí thay quan hệ sở hữu (ownership) thành quan hệ tài trợ (financing) (CafeF, 2014). Chẳng hạn A sở hữu B nhưng B không trực tiếp sở hữu A mà lại sở hữu C, đến lượt mình C mới sở hữu A. Dạng sở hữu này được gọi là sở hữu xoay vòng (circular ownership). Quá trình xử lý nợ xấu nảy sinh quan hệ tài trợ nợ (debt financing), đó là khi, NH A cho DN B vay chẳng hạn, rồi B dùng chính tiền vay này sở hữu trực tiếp ngược trở lại A, hoặc gián tiếp sở hữu A sau khi thông qua sở hữu một vài chủ thể trung gian nào đó xoay vòng…. Như vậy, có thể thấy vấn đề sở hữu chéo hiện đang tồn tại trong các NHTM có thể trở thành rủi ro tiềm ẩn trong tương lai. Do vậy, điều kiện để các NHTM Việt Nam quản trị ngân hàng hiệu quả bao gồm: tính kỷ luật, tính minh bạch, trách nhiệm xã hội, tính độc lập của bộ phận kiểm soát, giải trình thông tin, trách nhiệm rõ ràng và tính công bằng.
Thứ hai, về yếu tố quyền con người có tác động tích cực đến kết quả tỷ suất sinh lời trên tổng tài sản (0.12) và tỷ suất sinh lời trên vốn chủ sở hữu
(1.215). Điều này cho thấy quyền con người có ít tác động trong kết quả tỷ suất trên tổng tài sản nhưng lại có kết quả cao trên tỷ suất sinh lời trên vốn chủ sở hữu. Để lý giải điều này, tác giả đã tiến hành phỏng vấn sâu với một số cán bộ quản lý trong các NHTM để làm rõ điều này. Theo ý kiến của các cán bộ quản lý NHTM, quyền con người liên quan trực tiếp đến các hoạt động đầu tư của NHTM vào việc trang bị các thiết bị phòng cháy chữa cháy, hệ thống báo động, bảo đảm an toàn hoạt động ngân hàng, bảo đảm thời giờ làm việc và nghỉ ngơi của người lao động. Do vậy, thông qua các hoạt động này làm gia tăng hiệu suất làm việc của người lao động của NHTM và từ đó tăng kết quả tài chính của ngân hàng, đặc biệt chỉ số ROE. Vì bản thân ngân hàng nguồn vốn quan trọng nhất là nguồn lực con người.
Thứ 3, về yếu tố thực hành lao động có tác động tích cực đến kết quả tỷ suất sinh lời trên tổng tài sản (0.202) và tỷ suất sinh lời trên vốn chủ sở hữu (2.563). Giải thích cho yếu tố thực hành lao động cũng tương tự như yếu tố 2 về quyền con người. Việc đối xử và có nhiều chính sách tốt với người lao động càng làm gia tăng hiệu quả tài chính do người lao động đem lại. Một số ngân hàng đã thực hiện chính sách đối với không chỉ người lao động và còn cả với gia đình người lao động như ngân hàng Lienvietpostbank, Vpbank hàng năm đều tổ chức ngày hội gia đình nhằm tri ân những đóng góp của các thành viên trong gia đình đối với người lao động tại ngân hàng. Điều này không chỉ có tác dụng tích cực tạo động lực cho người lao động mà còn gia tăng gắn kết giữa người lao động với tổ chức làm việc.
Thứ 4, về yếu tố môi trường có tác động tích cực đến kết quả tỷ suất sinh lời trên tổng tài sản (0.150) và tỷ suất sinh lời trên vốn chủ sở hữu (0.956). Để giải thích cụ thể hơn cho kết quả kiểm chứng này, tác giả cũng tiến hành phỏng vấn sâu đối với cán bộ quản lý của một số NHTM. Theo kết
NHTM về hiện đại hóa và ứng dụng các công nghệ vào các hoạt động ngân hàng. Điển hình là sự cạnh tranh gay gắt của thị trường phát hành thẻ. Theo kết quả nghiên cứu của Châu Đình Linh (2014) đưa ra hiện có 3.51 triệu thẻ trả trước, 3.29 triệu thẻ tín dụng, 73.59 triệu thẻ nội địa, tổng thẻ phát hành tính đến 2014 là 80.39 triệu thẻ. Như vậy, có thể thấy hoạt động phát hành thẻ, ngân hàng điện tử đã đem lại nguồn thu lớn cho các NHTM. Như vậy có thể thấy các NHTM đã đóng góp vai trò không nhỏ trong việc giảm tỷ trọng giao dịch bằng tiền mặt và tăng giao dịch thanh toán điện tử hướng tới một thị trường tài chính xanh và bền vững. Tuy nhiên, song hành với kết quả mở rộng kênh khách hàng đem lại, các NHTM cần lưu ý đảm bảo an toàn cho người sử dụng các sản phẩm công nghệ cao của ngân hàng. Theo kết quả phỏng vấn