STT Biến Ký
hiệu Cách đo lường Kỳ vọng
dấu I Biến phụ thuộc
1 Rủi ro thanh khoản LIQ LIQ = Tổng cho vay / Tổng tài sản
II Biến độc lập
1 Tỷ lệ vốn chủ sở hữu TCR Tổng vốn chủ sỡ hữu / Tổng tài sản
-
2 Tỷ lệ nợ xấu ILTL Tổng nợ xấu / Tổng cho vay
+
3 Tỷ lệ chi phí lãi tiền gửi
IED Chi phí lãi tiền gửi / Tổng tiền gửi
-
4 Tỷ suất sinh lợi trên tổng tài sản
ROA Lợi nhuận sau thuế / Tổng tài sản
-
5 Tỷ suất sinh lợi trên vốn chủ sở hữu
ROE Lợi nhuận sau thuế / Tổng vốn chủ sở hữu
-
6 Quy mô ngân hàng SIZE Ln (Tổng tài sản) -
2.4.2. Dữ liệu nghiên cứu
Thu thập dữ liệu của 09 Ngân hàng Thương mại Cổ phần Việt Nam bao gồm 03/04 ngân hàng quốc doanh Việt Nam đang niêm yết là Ngân hàng Thương mại Cổ phần Đầu tư và Phát triển Việt Nam (BIDV), Ngân hàng Thương mại Cổ phần Ngoại thương Việt Nam (Vietcombank) và Ngân hàng Thương mại Cổ phần Công Thương Việt Nam (Vietinbank); 06 ngân hàng không xuất phát từ cổ phần hóa là Ngân hàng Thương mại Cổ phần Sài Gịn Thương Tín (Sacombank), Ngân hàng Thương mại Cổ phần Á Châu (ACB), Ngân hàng Thương mại Cổ phần Sài Gòn - Hà Nội (SHB), Ngân hàng Thương mại Cổ
phần Xuất nhập khẩu Việt Nam (Eximbank), Ngân hàng Thương mại Cổ phần Quốc Dân (NCB) và Ngân hàng Thương mại Cổ phần Quân đội (MBbank) trong giai đoạn 2001 – 2015. Số liệu tổng hợp từ Bankscope được công bố đến hiện tại là năm 2015.
Loại dữ liệu: dữ liệu bảng. Số lượng quan sát: 135 quan sát.
2.4.3. Kết quả nghiên cứu
2.4.3.1. Phân tích thống kê mơ tả
Bảng 2.3: Thống kê mơ tả các biến trong mơ hình nghiên cứu Biến Giá trị trung bình Độ lệch chuẩn Giá trị nhỏ nhất Giá trị lớn nhất Đơn vị tính LIQ 0.5359746 0.1221288 0.2145138 0.7760213 lần TCR 0.1033101 0.0805136 0.0307153 0.4625961 lần ILTL 0.0233529 0.0225254 0.0008331 0.1309132 lần IED 0.0528257 0.0206778 0.0225207 0.1110654 lần ROA 0.0100381 0.0049328 0.0001111 0.0216484 lần ROE 0.12325 0.0683972 0.0007533 0.3034297 lần SIZE 10.93846 1.668692 7.186922 13.65387 % (Nguồn: Phụ lục 1) Kết quả thống kê cho thấy rằng, rủi ro thanh khoản thể hiện qua tỷ số thanh khoản bằng tổng cho vay / tổng tài sản biến động trong khoảng giá trị nhỏ nhất 0.2145138 lần (21.45138%) đến giá trị lớn nhất 0.7760213 lần (77.60213%) với trung bình là 0.5359746 lần (53.59746%). Rủi ro thanh khoản khác nhau theo từng ngân hàng và thời gian với độ lệch chuẩn là tương đối cách biệt là 0.1221288 lần (12.21288%). BIDV là ngân hàng có rủi ro thanh khoản cao nhất trong giai đoạn nghiên cứu, thể hiện trong năm 2002 với giá trị khoảng 0.78 lần (78%) (Phụ lục 1 và số liệu thu thập). Trái ngược với BIDV, Vietcombank là ngân hàng có rủi ro thanh khoản thấp nhất trong giai đoạn nghiên cứu với giá trị khoảng 0.21 lần (21%) trong năm 2001 (Phụ lục 1 và số liệu thu thập).
Giá trị trung bình của biến đo lường tỷ lệ vốn chủ sở hữu là 0.1033101 lần (10.33101%), giá trị này thay đổi từ 0.0307153 lần (3.07153%) đến 0.4625961 lần
(46.25961%). Tỷ lệ vốn chủ sở hữu khá cách biệt giữa các ngân hàng và các năm khi độ lệch chuẩn của biến này là 0.0805136 lần (8.05136%).
Tỷ lệ nợ xấu của 09 NHTMCP Việt Nam đang niêm yết biến động đáng kể từ khoảng giá trị nhỏ nhất 0.0008331 lần (0.08331%) đến giá trị lớn nhất 0.1309132 lần (13.09132%) với trung bình là 0.0233529 lần (2.33529%).
Tỷ lệ chi phí lãi tiền gửi trung bình ở mức 0.0233529 lần (2.33529%) và tỷ lệ này biến động khá mạnh từ 0.0008331 lần (0.08331%) đến 0.1309132 (13.09132%) với độ lệch chuẩn là 0.0233529 (2.33529%). Sacombank là ngân hàng có tỷ lệ chi phí lãi tiền gửi cao nhất trong giai đoạn nghiên cứu, thể hiện trong năm 2011 với giá trị khoảng hơn 0.11 lần (11%) (Phụ lục 1 và số liệu thu thập). Trái ngược với Sacombank, NCB là ngân hàng có tỷ lệ chi phí lãi tiền gửi thấp nhất trong giai đoạn nghiên cứu với giá trị khoảng hơn 0.02 lần (2%) trong năm 200 (Phụ lục 1 và số liệu thu thập).
Trong khi đó, ROA trung bình của 09 NHTMCP Việt Nam đang niêm yết là 0.0100381 lần (1.00381%) và ROE là 0.12325 lần (12.325%). ROA của các ngân hàng khác nhau theo từng năm với độ lệch chuẩn là 0.0100381 (1.00381%). Giá trị nhỏ nhất là 0.0001111 lần (0.01111%) và giá trị lớn nhất là 0.0216484 lần (2.1 484%). Điều tương tự ứng với ROE khi độ lệch chuẩn của tỷ suất này là 0.0683972 lần (6.83972%) với giá trị nhỏ nhất là 0.0007533 lần (0.07533%) và lớn nhất là 0.3034297 lần (30.34297%).
Quy mô của hệ thống ngân hàng các quốc gia biến động tương đối từ 7.186922 đến 13.65387, với giá trị trung bình là 10.9384 , độ lệch chuẩn 1.668692. BIDV là ngân hàng có quy mơ ngân hàng cao nhất trong giai đoạn nghiên cứu, thể hiện trong năm 2015 với giá trị khoảng hơn 13. 5 (Phụ lục 1 và số liệu thu thập). Trái ngược với BIDV, SHB là ngân hàng có quy mơ ngân hàng thấp nhất trong giai đoạn nghiên cứu với giá trị khoảng hơn 7.19 trong năm 2012 (Phụ lục 1 và số liệu thu thập).
2.4.3.2. Phân tích tương quan biến và đa cộng tuyến
Bảng 2.4: Kết quả ma trận tự tương quan
Biến LIQ TCR ILTL IED ROA ROE SIZE
LIQ 1.0000 TCR -0.489 1.0000 ILTL 0.1119 -0.1746 1.0000 IED 0.2505 -0.3391 0.0789 1.0000 ROA -0.3582 0.1976 -0.4032 -0.0601 1.0000 ROE -0.1149 -0.4646 -0.2461 0.0806 0.6283 1.0000 SIZE 0.5108 -0.7041 0.1436 0.3957 -0.1223 0.2844 1.0000 (Nguồn: Phụ lục 2) Hệ số tương quan của tất cả các cặp biến đều bé hơn 0.8 cho thấy mơ hình khơng xảy ra hiện tượng đa cộng tuyến giữa các cặp biến độc lập trong mơ hình.
Như vậy không tồn tại hiện tượng đa cộng tuyến với tiêu chuẩn tương quan cặp tuyến tính.
Kiểm định đa cộng tuyến
Bảng 2.5: Kết quả kiểm tra đa cộng tuyến với nhân tử phóng đại phương sai
Biến ROE TCR ROA SIZE ILTL IED Mean
VIF 4.33 4.20 3.53 2.13 1.22 1.22 2.77 1/VIF 0. 23072 0. 23821 0. 28347 0. 46887 0. 81693 0. 81854
(Nguồn: Phụ lục 3) Kết quả kiểm tra đa cộng tuyến với nhân tử phóng đại phương sai, cho thấy trung bình VIF của các biến trong mơ hình là 2.77 nhỏ hơn 10 và các biến đều có VIF < 10.
Như vậy, với tiêu chuẩn nhân tử phóng đại phương sai VIF, mơ hình khơng tồn tại hiện tượng đa cộng tuyến.
2.4.3.3. Phân tích kết quả hồi quy
Phương pháp ước lượng bình phương bé nhất (OLS) là phương pháp được dùng rất phổ biến trong lĩnh vực kinh tế lượng. Ưu điểm của phương pháp này không quá phức tạp nhưng hiệu quả. Với một số giả thiết ban đầu, phương pháp này sẽ dễ dàng xác định các giá trị ước lượng hiệu quả, không chệch và vững. Tuy nhiên, khi nghiên cứu về chuỗi dữ liệu thời gian, có nhiều chuỗi vi phạm một hoặc một số giả định của OLS. Khi đó, các ước lượng thu được sẽ bị bóp méo, mất tính vững và sẽ
là sai lầm nếu sử dụng chúng để phân tích. Một trong những dạng vi phạm giả định phổ biến là hiện tượng nội sinh, một trường hợp khi hệ số ước lượng (hoặc biến) tương quan với phần dư.
Các mơ hình hồi quy dữ liệu bảng hiệu ứng tác động cố định (Fixed effect – FEM) và hồi quy dữ liệu bảng hiệu ứng tác động ngẫu nhiên (Random effect – REM) có nhược điểm khơng kiểm sốt được hiện tượng phương sai thay đổi và tự tương quan. Vì vậy, bài nghiên cứu sử dụng phương pháp hồi quy tuyến tính GMM trên dữ liệu bảng. GMM được Lars Peter Hansen trình bày lần đầu tiên vào năm 1982 trong bài viết “Large Sample Properties of Generalized Methods of Moments Estimators” Econometrica, Vol. 50, page 1029 - 1054. Ước lượng GMM sẽ cho ra các giá trị ước lượng tuân theo phân phối chuẩn, đây là thuộc tính rất quan trọng vì đó là cơ sở để chúng ta xây dựng giá trị dự đoán ở các độ tin cậy và thực hiện các kiểm định khác. Phương pháp GMM cũng cho ra kết quả là các giá trị ước lượng hiệu quả, nghĩa là giá trị phương sai trong mô hình ước lượng là nhỏ nhất. Theo nghiên cứu Arellano và Bond (1991), phương pháp GMM cho ước lượng vững và hiệu quả trên cả dữ liệu tồn tại phương sai thay đổi, tự tương quan và nội sinh.
Bài nghiên cứu sử dụng mơ hình 06 biến độc lập (theo nghiên cứu của Angela Romana, Alina Camelia Sargub (2015)) để xét đến tác động của các biến là nhân tố nội sinh như tỷ lệ vốn chủ sở hữu (TCR), tỷ lệ nợ xấu (ILTL), chi phí lãi tiền gửi (IED), tỷ suất sinh lợi trên tổng tài sản (ROA), tỷ suất sinh lợi trên vốn chủ sở hữu (ROE) và biến quy mô ngân hàng (SIZE).
Bảng 2.6: Tổng hợp kết quả mơ hình 06 biến độc lập
Mơ hình Hệ số hồi quy Sai số chuẩn Phân phối Z Mức ý nghĩa
Hằng số 0.7856349 0.2818931 2.79 0.005 TCR -1.147587 0.5376636 -2.13 0.033 ILTL 1.730836 0.6611356 2.62 0.009 IED 0.7109778 0.7103741 1.00 0.317 ROAA 8.384469 7.516966 1.12 0.265 ROEA -1.181419 0.5157845 -2.29 0.022 SIZE -0.0128874 0.0226894 -0.57 0.570 (Nguồn: Phụ lục 4)
Kết quả mơ hình hồi quy tuyến tính GMM trên dữ liệu bảng, phương trình hồi quy có dạng như sau:
Liquidit = 0.7856349*** – 1.147587**TCRit + 1.730836***ILTLit – 1.181419**ROEit + εit
Kiểm định Sargan của mơ hình (Phụ lục 4) lớn hơn 0.05 cho thấy số biến công cụ trong mơ hình GMM là vừa đủ và phù hợp. Các kiểm định AR(1), AR(2) (Phụ lục 4) cho kết quả mơ hình GMM là hợp lệ. Do đó các kết quả mơ hình GMM là tin cậy.
Trong tất cả 6 biến độc lập xét trong mơ hình, biến tỷ lệ chi phí lãi tiền gửi (IED), tỷ suất sinh lợi trên tổng tài sản (ROA) và quy mô ngân hàng (SIZE) không có ý nghĩa thống kê khi xét đến tác động đối với rủi ro thanh khoản tại 09 NHTMCP Việt Nam đang niêm yết. Rủi ro thanh khoản bị tác động bởi các nhân tố tỷ lệ vốn chủ sở hữu (TCR), tỷ lệ nợ xấu (ILTL) và tỷ suất sinh lợi trên vốn chủ sở hữu (ROE). Đây là các nhân tố mang ý nghĩa thống kê.
Mơ hình hồi quy tìm thấy bằng chứng các nhân tố tỷ lệ vốn chủ sở hữu (TCR), tỷ suất sinh lợi trên vốn chủ sở hữu (ROE) có tác động ngược chiều đến rủi ro thanh khoản. Ngược lại, tỷ lệ nợ xấu (ILTL) có tác động cùng chiều đến rủi ro thanh khoản và có ý nghĩa thơng kê.
2.5. Đánh giá sự ảnh hưởng của các nhân tố đến rủi ro thanh khoản tại các Ngân hàng Thương mại Cổ phần Việt Nam đang niêm yết Ngân hàng Thương mại Cổ phần Việt Nam đang niêm yết
Tỷ lệ vốn chủ sở hữu (TCR)
Hệ số hồi quy ước lượng của biến TCR trong mơ hình hồi quy 6 biến độc lập là – 1.147587**, nghĩa là trong điều kiện các yếu tố khác không đổi, khi TCR tăng 1% thì rủi ro thanh khoản giảm 1.147587% và ngược lại, tác động của TCR đến rủi ro thanh khoản tương đối mạnh (>1).
Kết quả mơ hình hồi quy cho thấy tác động ngược chiều của nhân tố tỷ lệ vốn chủ sở hữu (TCR) đến rủi ro thanh khoản trong mơ hình nghiên cứu và có ý nghĩa thống kê ở mức 5%, đạt dấu kì vọng. Điều này hàm ý rằng, nếu các ngân hàng có tỷ
lệ đóng góp của vốn chủ sở hữu càng cao thì trong hoạt động kinh doanh của ngân hàng càng ít rủi ro thanh khoản.
Kết quả này phù hợp với kết quả của Vodová (2011) sau khi nghiên cứu các ngân hàng tại Châu Âu và Bắc Mỹ. Mối quan hệ tỷ lệ nghịch giữa tỷ lệ vốn chủ sở hữu và rủi ro thanh khoản ngân hàng có thể được lý giải là các ngân hàng có nguồn vốn chủ sở hữu dồi dào thì đối mặt với nguy cơ vỡ nợ thấp hơn. Điều đó có nghĩa là một cấu trúc vốn mạnh về nguồn vốn chủ sở hữu rất cần thiết cho các ngân hàng, nó cung cấp thêm sức mạnh cho các ngân hàng trong thời kỳ khủng hoảng tài chính. Ngồi ra, nếu nguồn vốn chủ sở hữu của các ngân hàng ổn định thì sẽ khiến cho khách hàng yên tâm, tin tưởng và có thể dễ dàng huy động được lượng vốn lớn nếu cần. Nếu ngân hàng có một cấu trúc vốn ổn định sẽ có uy tín hơn trên thị trường và lượng vốn huy động được có thể rất lớn. Tuy nhiên, lượng vốn huy động được sẽ tăng trưởng đến một mức độ nhất định và ngân hàng thấy đã đủ mạnh, có tiềm năng phát triển hơn sẽ bắt đầu dùng số vốn có được đầu tư cho tài sản thanh khoản. Và như vậy, ngân hàng đó sẽ tự mình tạo ra một cấu trúc vốn hiệu quả.
Kết quả nghiên cứu đã phản ánh đúng thực trạng của các NHTMCP Việt Nam đang niêm yết. Trong giai đoạn từ năm 2001 - 2015, các NHTMCP Việt Nam đang niêm yết đã trải qua một thời kỳ đầy thăng trầm. Cuộc khủng hoảng tài chính tồn cầu năm 2008 diễn ra càng là cơ sở minh chứng cho tầm quan trọng của quy mô vốn chủ sở hữu đối với các ngân hàng. Quy mô vốn chủ sở hữu cung cấp cho các ngân hàng một sức mạnh nội lực để có thể đứng vững trong thời kỳ kinh tế có nhiều bất ổn, hiện tượng sáp nhập và mua lại các ngân hàng đã và đang diễn ra là một minh chứng. Chính điều này đã tạo ra xu hướng tăng tỷ lệ vốn chủ sở hữu của các NHTMCP Việt Nam đang niêm yết, tiêu biểu trong năm 200 . Từ năm 2007 đến năm 2015, tỷ lệ vốn chủ sở hữu có xu hướng điều chỉnh giảm, tuy nhiên vẫn cao hơn trong giai đoạn 2001 – 2005. Về mặt tốn học, TCR được tính bằng vốn chủ sở hữu chia cho tổng tài sản, tuy nhiên tốc độ gia tăng của vốn chủ sở hữu nhanh hơn tốc độ gia tăng của tổng tài sản, chính vì vậy, vốn chủ sở hữu càng cao thì TCR càng lớn.
Tỷ suất nợ xấu (ILTL)
Hệ số hồi quy ước lượng của biến ILTL trong mơ hình hồi quy 6 biến độc lập có giá trị là 1.73083 ***, nghĩa là trong điều kiện các yếu tố khác khơng đổi, khi ILTL tăng 1% thì rủi ro thanh khoản tăng 1.73083 % và ngược lại, tác động của ILTL đến rủi ro thanh khoản khá mạnh (>1.5).
Kết quả mơ hình hồi quy cho thấy tác động cùng chiều của nhân tố tỷ suất nợ xấu đến rủi ro thanh khoản trong mơ hình nghiên cứu 6 biến độc lập và có ý nghĩa thống kê ở mức 1%, đạt dấu kì vọng. Điều này hàm ý rằng, nếu các ngân hàng hoạt động kinh doanh mà nợ xấu phát sinh càng nhiều thể hiện qua tỷ suất nợ xấu thì ngân hàng càng chịu rủi ro thanh khoản nhiều hơn.
Kết quả này phù hợp với kết quả nghiên cứu của Angela Roman và Alina Camelia Sargu (2015), cụ thể tại Rumani. Lucchetta (2007) và trước đó là Valla và Escorbiac (200 ) cũng đã cho ra một kết quả nghiên cứu tương tự khi chứng minh được rằng tỷ lệ nợ xấu có tác động cùng chiều đến rủi ro thanh khoản ngân hàng.
Sự gia tăng trong tỷ lệ nợ xấu trên tổng nợ được kỳ vọng sẽ có tác động cùng chiều đến rủi ro thanh khoản chung của hệ thống ngân hàng vì tài sản lưu động sẽ trở nên kém thanh khoản. Sự giảm của tỷ lệ nợ xấu trên tổng nợ sẽ có xu hướng làm tăng thanh khoản chung của hệ thống ngân hàng, chính vì vậy rủi ro thanh khoản sẽ giảm theo. Tuy nhiên, trong trường hợp càng có nhiều khoản nợ xấu, ngân hàng sẽ có xu hướng giảm hoạt động cho vay cho đến khi có thể thay đổi xu hướng xấu này. Ngoài ra, ngân hàng sẽ có xu hướng gia tăng nhiều tài sản thanh khoản hơn vì trong trường hợp xấu nhất là có nguy cơ mất vốn thì ngân hàng vẫn có thể dùng những tài sản thanh khoản đó đảm bảo cho nhu cầu chi trả trong ngắn hạn. Điều đó dẫn đến việc giảm tỷ lệ nợ trên tổng tài sản, hay giảm rủi ro thanh khoản.
Biến tỷ suất nợ xấu của hệ thống ngân hàng chịu hai hướng tác động ngược chiều, đó là nợ xấu gia tăng làm tăng rủi ro thanh khoản (Tài sản lưu động trở nên kém thanh khoản) và nợ xấu gia tăng làm giảm rủi ro thanh khoản (Giảm hoạt động cho vay, gia tăng nhiều tài sản thanh khoản). Chính những tác động mang tính trái chiều này mà trong một số nghiên cứu khác cho kết quả ngược lại: Tỷ suất nợ xấu
tác động ngược chiều với rủi ro thanh khoản. Tuy nhiên, tại hệ thống ngân hàng Việt Nam nói chung và các NHTMCP Việt Nam đang niêm yết nói riêng, tỷ lệ nợ