NIM LOAN CAP SIZE DEPOSIT GDP CPI
NIM 1 LOAN 0.2416 1 CAP 0.0849 -0.336 1 SIZE 0.1904 0.5495 -0.686 1 DEPOSIT 0.1454 0.4059 -0.332 0.3076 1 GDP -0.234 -0.246 0.1652 -0.342 -0.077 1 CPI 0.1738 -0.201 0.0293 -0.06 -0.193 -0.085 1
Nguồn: Kết quả xử lý dữ liệu từ phần mềm Stata
Dựa vào bảng phân tích tương quan trên, ta thấy:
NIM tương quan thuận với các biến LOAN, CAP, SIZE, DEPOSIT, CPI. Tức là tỷ lệ cho vay trên tổng tài sản, tỷ lệ vốn chủ sở hữu trên tổng tài sản, quy mô ngân hàng, tỷ lệ lạm phát càng tăng thì sẽ làm tăng khả năng sinh lời của các ngân hàng
Trong khi đó, GDP tương quan nghịch với NIM chứng tỏ. Khi nền kinh tế có tốc độ tăng trưởng tốt thì NIM của các ngân hàng sẽ giảm.
4.5.2 Kết quả hồi quy các yếu tố tác động đến NIM của các NHTMCP niêm yết trên TTCK Việt Nam trên TTCK Việt Nam
Bảng 4.3: Kết quả hồi quy NIM bằng mơ hình FEM và mơ hình REM
Biến phụ thuộc NIM
Mơ hình FEM REM
LOAN 0.0506*** (0.003) 0.0341** (0.016) CAP 0.0793*** (0.000) 0.0714*** (0.000) SIZE 0.0097*** (0.006) 0.0077** (0.012) DEPOSIT -0.0102 (0.277) -0.0031 (0.724) GDP 0.0556 (0.706) -0.5062 (0.715) CPI 0.0438** (0.018) 0.0388*** (0.004) R2= 38.79% R2= 37.59%
Nguồn: Kết quả xử lý dữ liệu từ phần mềm Stata
*** biến có ý nghĩa ở mức 1%, ** biến có ý nghĩa ở mức 5%
Từ bảng kết quả hồi quy NIM theo 2 mơ hình ta có những kết luận về tác động của các yếu tố đến khả năng sinh lời như sau:
- Biến LOAN, CAP, SIZE, CPI có ý nghĩa thống kê ở mức ý nghĩa 5% trong cả 2 mơ hình. Trong khi đó biến DEPOSIT và GDP khơng có ý nghĩa thống kê. Do đó NIM của các NHTMCP niêm yết bị ảnh hưởng bởi các biến sau: tỷ lệ nợ vay
trên tổng tài sản (LOAN), tỷ lệ vốn chủ sở hữu trên tổng tài sản (CAP), logarit của tổng tài sản (SIZE), tỷ lệ lạm phát (CPI).
- Biến LOAN có hệ số dương, do đó tỷ lệ cho vay trên tổng tài sản càng tăng thì có tác động tích cực đến tỷ suất sinh lời của các NHTMCP niêm yết trên thị trường chứng khoán Việt Nam. Đây cũng là kết quả phù hợp, dư nợ cho vay cao sẽ gia tăng nguồn thu cho ngân hàng.
- Biến CAP có hệ số dương, tỷ lệ vốn chủ sở hữu trên tổng tài sản càng cao thì sẽ làm gia tăng tỷ suất sinh lời của ngân hàng. Một ngân hàng có vốn chủ sở hữu lớn có khả năng chống chịu với các biến động kinh tế vĩ mơ, tăng mức độ an tồn cho người gửi tiền. Kết quả này phù hợp với các nghiên cứu trước đây được đề cập trong chương 2.
- Biến SIZE có tác động tích cực với tỷ suất sinh lời của ngân hàng. Ngân hàng với quy mơ lớn sẽ có lợi thế về thương hiệu, hệ thống nhân lực, chi nhánh sẽ giúp các ngân hàng thuận lợi hơn trong hoạt động kinh doanh.
- Biến CPI có hệ số dương, lạm phát gia tăng sẽ giúp cho tỷ suất sinh lời của ngân hàng gia tăng. Tuy biến CPI khơng có ý nghĩa thống kê, nhưng từ kết quả hồi quy cho thấy tác động tích cực của CPI lên tỷ suất sinh lời của các ngân hàng phù hợp với nghiên cứu của Kunt và Huizinga (1999), Aburime (2008), Guru và cộng sự (2002), Athanasoglou (2006), Vong và Chan (2009) được đề cập trong chương 2.
- Hệ số xác định (R2)của mơ hình FEM (38.79%) cao hơn so với mơ hình REM (37.59%). Do đó, mơ hình FEM có thể sẽ giải thích kết quả mơ hình tốt hơn mơ hình REM. Tuy nhiên để kiểm tra mơ hình nào phù hợp hơn, ta cần thực hiện bước kiểm định Hausman
Bảng 4.4: Kết quả kiểm định Hausman
(b) (B) (b-B) sqrt(diag(V_b-V_B))
FEM REM Difference S.E.
LOAN 0.0506 0.0341 0.0165 0.0087 CAP 0.0793 0.0714 0.0079 0.0049 SIZE 0.0097 0.0077 0.0021 0.0018 DEPOSIT -0.0102 -0.0031 -0.0071 0.0035 GDP 0.0556 -0.0506 0.1062 0.0581 CPI 0.0438 0.0388 0.0051 0.0029
b = consistent under Ho and Ha; obtained from xtreg
B = inconsistent under Ha, efficient under Ho; obtained from xtreg
Test: Ho: difference in coefficients not systematic chi2(4) = (b-B)'[(V_b-V_B)^(-1)](b-B)
= 7.14 Prob>chi2 = 0.1285
Nguồn: Kết quả xử lý dữ liệu từ phần mềm Stata
Với mức y nghĩa 5%, giá trị P_value = 0.1285 >5% nên chấp nhận giải thiết H0 tức nên chọn mơ hình REM.
4.5.3 Kiểm định các giả thiết hồi quy
4.5.3.1 Kiểm định tính phù hợp của mơ hình
Sau khi lựa chọn được mơ hình REM là mơ hình thích hợp hơn, tác giả tiến hành kiểm định tính phù hợp của mơ hình. Mơ hình REM có hệ số xác định R2= 37.59%, tức là có 37.59% sự thay đổi của NIM được giải thích bằng mơ hình. Giá trị P_value là 0.0000 <0.05 nên ta bác bỏ giải thiết H0 và có thể kết luận mơ hình hồi quy là phù hợp
4.5.3.2 Kiểm định về đa cộng tuyến
Đa cộng tuyến là hiện tượng các biến độc lập trong mơ hình tương quan tuyến tính với nhau. Nghiên cứu tiến hành kiểm định giả thuyết không bị hiện tượng đa cộng tuyến bằng cách dùng chỉ tiêu VIF.
Bảng 4.5: Bảng kết quả kiểm định đa cộng tuyến
Variable VIF LOAN 1.65 CAP 2 SIZE 2.58 DEPOSIT 1.29 GDP 1.17 CPI 1.08 Mean VIF 1.63
Nguồn: Kết quả xử lý dữ liệu từ phần mềm Stata
VIF của tất cả các biến độc lập đều nhỏ hơn 10 nên hiện tượng đa cộng tuyến trong mơ hình được đánh giá là khơng nghiêm trọng.
4.5.3.3 Kiểm định phương sai thay đổi
Phương sai của sai số thay đổi sẽ làm cho các kiểm định hệ số hồi quy khơng cịn đáng tin cậy. Từ đó dẫn đến hiện tượng ngộ nhận các biến độc lập trong mơ hình nghiên cứu có ý nghĩa, lúc đó kiểm định hệ số hồi quy và R2 khơng dùng được. Bởi vì phương sai của sai số thay đổi làm mất tính hiệu quả của ước lượng, nên cần thiết phải tiến hành kiểm định giả thuyết phương sai của sai số không đổi bằng kiểm định nhân tử
Lagrange với giả thuyết H0: phương sai của sai số thay đổi qua các thực thể là không đổi.
Bảng 4.6: Bảng kết quả kiểm định phương sai thay đổi
Breusch and Pagan Lagrangian multiplier test for random effects nim[banking,t] = Xb + u[banking] + e[banking,t]
Estimated results: Var sd=sqrt(Var) NIM 0.0000806 0.0089787 e 0.0000429 0.0065489 u 0.0000253 0.0050293 Test: Var(u) 0 chibar2(01) 21.43 Prob > chibar2 0.0000
Nguồn: Kết quả xử lý dữ liệu từ phần mềm Stata
Với mức ý nghĩa 5%, P_value = 0.000 < 0.05, do đó bác bỏ giải thuyết H0 do đó mơ hình xuất hiện hiện tượng phương sai thay đổi.
4.5.3.4 Kiểm định giữa các sai số khơng có mối quan hệ tương quan với nhau (khơng bị hiện tượng tự tương quan)
Giữa các sai số có mối quan hệ tương quan với nhau sẽ làm cho các ước lượng thu được vững nhưng không hiệu quả, các kiểm định hệ số hồi quy khơng cịn đáng tin cậy.
Bảng 4.7: Bảng kết quả kiểm định Wooldridge
Wooldridge test for autocorrelation in panel data H0: no first order autocorrelation
F (1, 8) = 10.038 Prob>F = 0.0132
Nguồn: Kết quả xử lý dữ liệu từ phần mềm Stata
Kết quả kiểm định cho thấy:
Với mức ý nghĩa 5%, kiểm định cho kết quả là: P-value = 0.0132 < 0.01 nên bác bỏ giả thuyết H0, dẫn đến mơ hình có hiện tượng tự tương quan.
4.5.3.5 Khắc phụ hiện tượng phương sai thay đổi và tự tương quan
Để khắc phục hiện tượng phương sai thay đổi, và tự tương quan tác giả sự dụng mơ hình khắc phục hồi quy theo phương pháp bình phương tối thiểu tổng quát (GLS – Generalized Least Square).
Bảng 4.8: Bảng kết quả hồi quy GLS
Coefficients: generalized least squares Panels: heteroskedastic
Correlation: common AR(1) coefficient for all panels (0.4623)
Estimated covariances 9 Number of obs 81
Estimated autocorrelations 1 Number of groups 9
Estimated coefficients 7 Time periods 9
Wald chi2(6) 35.82
Prob > chi2 0.0000 NIM Coef. Std. Err. z P>z [95% Conf. Interval]
LOAN 0.0194 0.0116 1.67 0.095 -0.0033588 0.0421 CAP 0.0689 0.0165 4.19 0 0.0366307 0.1012 SIZE 0.0036 0.0027 1.33 0.184 -0.0017189 0.0089 DEPOSIT 0.0007 0.009 0.08 0.936 -0.0168912 0.0183 GDP -0.086 0.1136 -0.76 0.447 -0.3089598 0.1362 CPI 0.0343 0.0103 3.34 0.001 0.0141757 0.0545 _cons -0.017 0.0246 -0.69 0.492 -0.0651594 0.0313
Nguồn: Kết quả xử lý dữ liệu từ phần mềm Stata
Mơ hình nghiên cứu như sau:
𝑁𝐼𝑀𝑖𝑡 = .0194𝐿𝑂𝐴𝑁𝑖𝑡+ .0689𝐶𝐴𝑃𝑖𝑡 + .0036𝑆𝐼𝑍𝐸𝑖𝑡+ .0007𝐷𝐸𝑃𝑂𝑆𝐼𝑇𝑖𝑡 − .086𝐺𝐷𝑃𝑡+ .0343𝐶𝑃𝐼𝑡
4.6 Thảo luận về kết quả nghiên cứu
Tổng hợp kết quả nghiên cứu thực nghiệm như sau
Bảng 4.9: Kết quả hồi quy NIM bằng mơ hình FEM, mơ hình REM và mơ hình khắc phục
Mơ hình FEM REM Mơ hình khắc phục
LOAN 0.0506*** (0.003) 0.0341** (0.016) 0.0194* (0.095) CAP 0.0793*** (0.000) 0.0714*** (0.000) 0.0689*** (0.000) SIZE 0.0097*** (0.006) 0.0077** (0.012) 0.0036 (0.184) DEPOSIT -0.0102 (0.277) -0.0031 (0.724) 0.0007 (0.936) GDP 0.0556 (0.706) -0.5062 (0.715) -0.086 (0.447) CPI 0.0438** (0.018) 0.0388*** (0.004) 0.0343*** (0.001)
Nguồn: Kết quả xử lý dữ liệu từ phần mềm Stata
*** biến có ý nghĩa ở mức 1%, ** biến có ý nghĩa ở mức 5%, * biến có ý nghĩa ở mức 10%.
Kết quả hồi quy của ba mơ hình trên tương đối tương đồng với nhau. Ngoại trừ, biến SIZE trong mơ hình khắc phục khơng có giá trị ước lượng trong khi đó mơ hình FEM và REM đều có giá trị ước lượng.
Từ kết quả hồi quy, tác giả đưa ra các kết luận về các yếu tố ảnh hưởng đến tỷ suất sinh lời của các NHTMCP niêm yết trên thị trường chứng khoán Việt Nam như sau:
Nghiên cứu khơng tìm ra tác động của tốc độ tăng trưởng kinh tế, tỷ lệ tiền gửi khách hàng trên tài sản đến tỷ suất sinh lời của ngân hàng.
Nghiên cứu tìm ra sự tương quan thuận của các tỷ lệ cho vay trên tổng tài sản, tỷ lệ vốn chủ sở hữu trên tổng tài sản, logarit của tổng tài sản, chỉ số lạm phát đối với tỷ suất sinh lời của ngân hàng. Trong đó, quy mơ tài sản khơng có giá trị ước lượng trong mơ hình khắc phục, nhưng lại có giá trị ước lượng trong mơ hình REM và FEM.
Trong các yếu tố, tỷ suất vốn chủ sở hữu trên tổng tài sản có tác động mạnh nhất đến tỷ suất sinh lời. Khi tỷ lệ vốn chủ sở hữu trên tổng tài sản tăng 1% thì tỷ suất sinh lời tăng 6.89%.
Trong các yếu tố, quy mơ ngân hàng có tác động yếu nhất đến tỷ suất sinh lời của ngân hàng. Khi quy mơ ngân hàng tăng 1% thì tỷ suất sinh lời tăng 0.36%.
TÓM TẮT CHƯƠNG 4
Trong chương này, tác giả đã trình bày kết quả nghiên cứu thực nghiệm các yếu tác động đến tỷ suất sinh lời của các NHTMCP niêm yết trên TTCK Việt Nam trong giai đoạn 2006-2014. Kết quả kiểm định cho thấy các yếu tố tác động đến tỷ suất sinh lời bao gồm: Tỷ lệ cho vay trên tổng tài sản (LOAN), tỷ lệ vốn chủ sở hữu trên tổng tài sản (CAP), logarit tổng tài sản (SIZE), chỉ số lạm phát (CPI). Các yếu tố trên đều tác động cùng chiều với tỷ suất sinh lời.
Dựa trên kết quả nghiên cứu thực nghiệm, tác giả sẽ đưa ra một số gợi ý về giải pháp, khuyến nghị giúp các ngân hàng tăng khả năng sinh lời của mình.
CHƯƠNG 5 KẾT LUẬN VÀ KHUYẾN NGHỊ
5.1 Giải pháp nâng cao tỷ suất sinh lời của NHTMCP niêm yết trên TTCK Việt Nam Nam
5.1.1 Đối với các ngân hàng thương mại
5.1.1.1 Tăng quy mô vốn chủ sở hữu
Kết quả nghiên cứu cho thấy quy mô vốn chủ sở hữu tác động cùng chiều lên tỷ suất sinh lời của ngân hàng. Khi có đồng vốn dồi dào, quản trị rủi ro của ngân hàng ngày càng tăng cường, thì việc sử dụng vốn hiệu quả hơn sẽ giúp ngân hàng phát triển tốt hơn.
Tùy theo thế mạnh và tình hình cụ thể trong từng thời kỳ, ngân hàng sẽ có những lựa chọn các phương thức tăng vốn khác nhau sao cho đảm bảo nguồn vốn bền vững, đảm bảo lợi ích của các cổ đơng trong ngân hàng.
5.1.1.2 Tăng quy mô ngân hàng và hệ thống chi nhánh, phịng giao dịch
Biến quy mơ ngân hàng và lợi nhuận của ngân hàng có mối tương quan dương. Tuy nhiên, sự tương quan tương đối thấp. Do đó về lý thuyết các ngân hàng cần gia tăng quy mô, cụ thể là quy mơ tổng tài sản để có thể gia tăng tỷ suất sinh lời. Tuy nhiên việc tăng quy mô chỉ làm tăng tỷ suất sinh lời trong một giới hạn nhất định, nếu vượt quá giới hạn này thì tăng quy mô sẽ làm giảm tỷ suất sinh lời. Vì lúc đó, các ngân hàng khơng cịn được hưởng lợi ích từ lợi thế kinh tế theo quy mơ, trái lại, chính sự cồng kềnh của bộ máy tổ chức sẽ làm phát sinh nhiều chi phí, dẫn đến suy giảm lợi nhuận, tỷ suất sinh lời. Như vậy, các ngân hàng muốn phát triển bền vững cần xác định được quy mô hoạt động tối ưu.
Trên cơ sở tăng quy mô tài sản, ngân hàng TMCP cần nhanh chóng mở rộng mạng lưới hoạt động của mình ra khắp cả nước nhằm mở rộng thị phần. Việc mở chi nhánh phải ưu tiên ở những tỉnh, thành phố có triển vọng phát triển. Cần phải chú trọng đến việc
mở những chi nhánh có quy mô lớn, được xây dựng khang trang, kiên cố nhằm tạo được ấn tượng và sự an tâm cho khách hàng đến giao dịch Bên cạnh việc mở rộng mạng lưới chi nhánh, phòng giao dịch trong nước, các ngân hàng TMCP cần mở rộng ngân hàng đại lý ở các nước nhằm thuận tiện và cải tiến chất lượng trong việc thực hiện các giao dịch về chuyển tiền và thanh toán quốc tế. Các đối tác chiến lược có thể hỗ trợ ngân hàng thương mại cổ phần trong việc mở rộng quan hệ đại lý.
5.1.1.3 Cải thiện chất lượng tài sản
Biến tỷ lệ cho vay trên tổng tài sản tỷ lệ nghịch với tỷ suất sinh lời của ngân hàng. Một trong những nguyên nhân của kết quả trên là chất lượng tài sản của các NHTM. Tỷ lệ nợ xấu của ngân hàng có xu hướng ngày càng gia tăng trong khoảng thời gian gần đây khiến cho chi phí trích dự phịng rủi ro của các ngân hàng tăng cao làm ảnh hưởng xấu đến kết quả kinh doanh của ngân hàng. Nâng cao chất lượng tài sản hay cụ thể hơn là nâng cao chất lượng tín dụng của ngân hàng cần một số giải pháp sau:
Đánh giá lại các khoản nợ xấu của ngân hàng, tăng cường công tác xử lý nợ xấu. Mỗi chi nhánh ngân hàng cần thành lập bộ phận chuyên xử lý nợ xấu nhằm giải quyết các món nợ xấu nhanh chóng và hiệu quả hơn.
Hồn thiện cơ quản lý rủi ro tín dụng, xây dựng chính sách tín dụng phù hợp trong từng thời kỳ của nền kinh tế và quy trình thẩm định cho vay chặt chẽ nhằm hạn chế phát sinh các khoản nợ xấu trong tương lai.
5.1.1.4 Phát triển đa dạng sản phẩm dịch vụ
Như đã phân tích, thu nhập từ lãi của các ngân hàng ngày càng thu hẹp trong thời gian gần đây. Nguyên nhân do chênh lệch giữa cho vay và huy động ngày càng thu hẹp, tác động của tình hình kinh tế khó khăn trong nước và thế giới. Thu nhập ngoài lãi, đặc biệt là thu nhập từ phí dịch vụ ngày càng chiếm tỷ trọng cao. Do đó, các ngân hàng nên
cài thiện chất lượng dịch vụ, cung cấp đa dạng các sản phẩm về phương tiện thanh toán, thẻ.
Ngoài ra các ngân hàng cần xây dựng và phát triển các dịch vụ tài chính phái sinh. trong điều kiện hội nhập kinh tế quốc tế, thị trường trong nước ngày càng có liên hệ mật thiết với thị trường quốc tế nên khả năng rủi ro liên quan đến tỷ giá, đến lãi suất sẽ lớn hơn, gây ảnh hưởng đến hoạt động kinh doanh của các doanh nghiệp xuất nhập khẩu cũng như hoạt động kinh doanh của các ngân hàng. Vì thế, nhu cầu về các dịch