CHƯƠNG I : GIỚI THIỆU TỔNG QUAN VỀ LUẬN VĂN
4.2. Kết quả nghiên cứu
4.2.1. Phân tích thống kê mơ tả và tương quan giữa các biến Bảng 4.1: Thống kê mô tả các biến trong mơ hình nghiên cứu
Biến Số quan sát Trung bình Độ lệch chuẩn Nhỏ nhất Lớn nhất
ROA 207 0.0095 0.0060 0.0001 0.0373 ROE 207 0.1019 0.0812 0.0007 0.6692 HHI 207 0.2236 0.1091 0.0272 0.4946 GROWTH 207 0.3616 0.4428 -0.3924 2.8751 LOAN 207 0.5113 0.1334 0.0753 0.8080 BAD 207 0.0249 0.0356 0 0.3830 GDP 207 0.1232 0.0590 0.0378 0.2805
Nguồn: tính tốn của tác giả
Bảng 4.2: Giá trị trung bình của các tỷ lệ thu nhập của ngân hàng
Đơn vị tính: nghìn đồng
Năm Chỉ tiêu
NII NONII NOI
2004 20.067.770 6.962.059 27.029.829 2005 20.674.756 5.072.853 25.747.609 2006 32.201.224 5.063.974 37.265.199 2007 28.168.909 2.579.609 30.748.519 2008 7.831.140 1.203.198 9.034.339 2009 9.370.253 3.002.731 12.372.984
2010 6.954.712 1.101.186 8.055.899 2011 2.963.101 541.854 3.504.955 2012 6.650.460 1.200.738 7.851.197 2013 5.022.733 7.40.033 5.762.766 2014 2.952.988 318.283 3.271.271 2015 6.326.444 872.835 7.199.279 2016 5.431.219 751.334 6.945.216
Nguồn: tính tốn của tác giả
Số lượng các ngân hàng tại Việt Nam là có giới hạn, tuy nhiên, hầu hết dữ liệu của các ngân hàng thường khơng được cơng bố vì nhiều lý do khác nhau. Trong luận văn này, dữ liệu để sử dụng trong phân tích là dữ liệu không cân bằng được thu thập từ dữ liệu sơ cấp của 29 ngân hàng thương mại cổ phần tại Việt Nam trong khoảng thời gian là 13 năm từ năm 2004 đến năm 2016. Lý do được đưa ra là bởi một số ngân hàng chưa được niêm yết trên SGDCK cũng như hồn tồn khơng có dữ liệu của các ngân hàng thương mại cổ phần nước ngồi. Chính vì vậy, để tránh việc chênh lệch số liệu giữa các ngân hàng nghiên cứu tác giả tiến hành lọc số liệu và những ngân hàng nào có số liệu từ 3 năm trở lên sẽ được chọn nên có tất cả 207 quan sát trong mẫu nghiên cứu.
Kết quả ở bảng 4.1 cho thấy mức độ đa dạng hóa thu nhập trung bình của hệ thống ngân hàng thương mại Việt Nam nhìn chung biến động tăng qua các năm trong giai đoạn 2004 – 2016. Đặc biệt, HHI_NONII tăng mạnh trong khoảng thời gian từ 2011 dến 2016. Tuy nhiên, HHI_NII lại giảm từ 0.49 xuống còn 0.39, ngược lại, HHI_NONII lại tăng từ 0.42 lên 0.69 trong cùng giai đoạn 2011 – 2016 cho thấy các ngân hàng ngày càng chú trọng hơn đến đa dạng hóa thu nhập từ hoạt động phi lãi trong những năm gần đây.
Bảng 4.2 mô tả xu hướng biến động thu nhập của hệ thống ngân hàng TMCP Việt Nam, kết quả cho thấy thu nhập lãi vẫn là hoạt động chủ yếu của các ngân hàng. Mặc dù có xu hướng giảm mạnh do biến động của tình hình kinh tế trong những năm
gần đây, tuy nhiên, NII vẫn chiếm tỷ trọng cao trong cơ cấu tổng thu nhập, đặc biệt trong năm 2015, NII đã tăng 114,24% so với năm 2014.
Bảng 4.3: Hệ số tương quan giữa các biến
ROA ROE HHI GROWTH LOAN BAD GDP
ROA 1 ROE 0.54*** 1 HHI 0.20*** 0.22*** 1 GROWTH 0.37*** 0.20*** 0.10 1 LOAN 0.02 -0.08 -0.16** -0.21*** 1 BAD -0.17** -0.12* -0.18*** -0.15** 0.08 1 GDP 0.33*** 0.20*** 0.02 0.05 -0.06 0.09 1
Nguồn: tính tốn của tác giả
Một giả thiết quan trọng trong hồi quy là khơng có sự đa cộng tuyến giữa các biến giải thích trong mơ hình, bảng 4.2 bên trên cho thấy ma trận hệ số tương quan giữa các biến độc lập trong mơ hình hồi quy đã được kiểm định với mức ý nghĩa lần lượt là 1%, 5%, 10%. Mối tương quan tuyến tính giữa các biến độc lập được thể hiện qua hệ số tương quan giữa các cặp biến. Giá trị tuyệt đối của các hệ số tương quan giữa các biến độc lập tiến gần đến 1 thì các biến có quan hệ tuyến tính chặt chẽ, ngược lại, khi giá trị này tiến gần đến 0, các biến giải thích sẽ độc lập với nhau và kết quả ước lượng sẽ có tính tin cậy cao.
Bảng mơ tả ma trận hệ số tương quan tuyến tính cũng cho thấy được đa phần các biến giải thích có hệ số tương quan là khơng quá lớn (hệ số tương quan < 0.5). Nên có thể nói các biến độc lập trong mơ hình hồi quy ổn định tài chính khơng có đa cộng tuyến.
4.2.2. Kiểm định mơ hình nghiên cứu 4.2.2.1. Kiểm định Hausman
Biến phụ thuộc ROA ROE
P-value 0.5768 0.9997
Nguồn: tính tốn của tác giả
Kiểm định Hausman cho thấy P-value của cả hai mơ hình đều lớn hơn 0.05 nên có thể kết luận việc áp dụng mơ hình Random effect là phù hợp hơn mơ hình Fixed effect.
4.2.2.2. Khuyết tật đa cộng tuyến
Biến VIF ROA ROE ROA 1.42 - ROE - 1.14 HHI 1.10 1.10 GROWTH 1.25 1.10 LOAN 1.10 1.07 BAD 1.09 1.07 GDP 1.17 1.06 Trung bình 1.19 1.09
Nguồn: tính tốn của tác giả
Hệ số VIF của các biến đều nhỏ hơn 10 nên có thể kết luận mơ hình khơng có hiện tượng đa cộng tuyến.
4.2.2.3. Phương sai thay đổi
Bảng 4.4: Kiểm định Breusch & Pagan
Biến phụ thuộc ROA ROE
P-value 0.0000 0.0000
Nguồn: tính tốn của tác giả
Kiểm định Hausman cho thấy P-value của cả hai mơ hình đều nhỏ hơn 0.05 nên có thể kết luận việc cả hai mơ hình đều vi phạm phương sai sai số thay đổi.
Bảng 4.4: Kiểm định Wooldrige test
Biến phụ thuộc ROA ROE
P-value 0.0047 0.0000
Nguồn: tính tốn của tác giả
Kiểm định Hausman cho thấy P-value của cả hai mơ hình đều nhỏ hơn 0.05 nên có thể kết luận việc cả hai mơ hình đều vi phạm tự tương quan.
4.2.3. Thảo luận kết quả nghiên cứu
Mơ hình nghiên cứu gặp phải khuyết tật phương sai sai số thay đổi và tự tương quan nên tác giả sẽ khắc phục các hiện tượng này thông qua phương pháp hồi quy GLS.
Bảng 4.5: Kết quả hồi quy GLS về tác động của đa dạng hóa thu nhập đến hiệu quả tài chính của các NHTM Việt Nam
Biến phụ thuộc ROA ROE β P-value β P-value HHI 0.0075 0.004 0.0759 0.012 GROWTH 0.0030 0.000 0.0282 0.000 LOAN 0.0035 0.101 0.0292 0.322 BAD -0.0153 0.026 -0.1133 0.240 GDP 0.0227 0.000 0.0955 0.039 _cons 0.0021 0.120 0.0359 0.069
Nguồn: tính tốn của tác giả
Đa dạng hóa thu nhập có tác động cùng chiều đến hiệu quả tài chính của các NHTM Việt Nam. Cụ thể, hệ số hồi quy của biến HHI trong mối quan hệ với ROA là 0.0075 và ROE là 0.0759 với mức ý nghĩa thống kê lần lượt là 1% và 5%. Kết quả này đã chỉ ra sự ảnh hưởng tích cực của đa dạng hóa thu nhập lên hiệu quả tài chính của ngân hàng có thể làm gia tăng thu nhập và giảm chi phí hoạt động của ngân hàng.
Tỷ lệ tăng trưởng tài sản có mối quan hệ cùng chiều với hiệu quả tài chính của các NHTM Việt Nam. Trong điều kiện các yếu tố khác không đổi, tỷ lệ tăng trưởng tài sản tăng 1% sẽ làm cho ROA và ROE lần lượt tăng 0.3% và 2%, với mức ý nghĩa thống kê 1%.
Tỷ lệ dư nợ trên tổng tài sản có mối quan hệ cùng chiều với hiệu quả tài chính của các NHTM Việt Nam. Trong điều kiện các yếu tố khác không đổi, tỷ lệ dư nợ trên tài sản tăng 1% sẽ làm cho ROA tăng 0.35% với mức ý nghĩa thống kê 10% trong khi mối quan hệ giữa LOAN và ROE khơng có ý nghĩa thống kê.
Tỷ lệ nợ xấu trên tổng dư nợ có mối quan hệ ngược chiều với hiệu quả tài chính của các NHTM Việt Nam. Trong điều kiện các yếu tố khác không đổi, tỷ lệ nợ xấu tăng 1% sẽ làm cho ROA giảm 1.53% với mức ý nghĩa thống kê 5% trong khi mối quan hệ giữa BAD và ROE khơng có ý nghĩa thống kê.
Tỷ lệ tăng trưởng thu nhập quốc dân có mối quan hệ cùng chiều với hiệu quả tài chính của các NHTM Việt Nam. Trong điều kiện các yếu tố khác không đổi, biến GDP tăng 1% sẽ làm cho ROA và ROE lần lượt tăng 2.27% và 9.55%, với mức ý nghĩa thống kê lần lượt là 1% và 5%.