3. PHƢƠNG PHÁP NGHIÊN CỨU
3.2. Dữ liệu nghiên cứu
Dữ liệu nghiên cứu bao gồm 18 ngân hàng thương mai, trong đó có 15 ngân hàng thương mại cổ phần và 3 ngân hàng có vốn nhà nước trong giai đoạn từ 2005 đến 2015. Dữ liệu tài chính được lấy từ báo cáo tài chính hằng năm của các ngân hàng th o Quy định công bố thông tin được Ngân hàng nhà nước ban hành. Các biến về đặc điểm ngành được lấy theo số liệu từ Ngân hàng nhà nước và cộng gộp thông tin của các ngân hàng đang được nghiên cứu. Các biến vĩ mô được lấy từ dữ liệu của Ngân hàng thế giới.
3.3. Mơ hình và phƣơng pháp nghiên cứu
3.3.1. Mơ hình thực nghiệm
Bài nghiên cứu này dựa theo và mở rộng bài nghiên cứu của Athanasoglou 2008,
= C + + ∑ + ∑ + ∑ + + + (1)
Trong đó: i, số năm t, ngân hàng
IIit đại diện cho ch số sinh lợi của ngân hàng t tại năm i C, hằng số
, ch số sinh lợi gia đoạn t-1 với độ trễ là 1.
, tập biến tác động đến tỷ suất sinh lợi của ngân hàng. Có 3 nhóm trong tập biến này, bao gồm các biến về đặc điểm ngân hàng , biến về đặc điểm ngành và biến về các tác động kinh tế vĩ mô .
Các tác động của các biên về đặc điểm ngân hàng không quan sát được và các sai số riêng lần lượt được đại diện bởi và . , và là các hệ số hồi quy được ước lượng. đại diện cho tốc độ điều ch nh đến trạng thái cân bằng, nhận giá trị từ 0 đến 1, giá trị cao thể hiện sự điều ch nh chậm hơn và cấu trúc thị trường ít cạnh tranh hơn trong hi giá trị thấp cho thấy thị trường có sự cạnh tranh mạnh hơn và tốc độ điều ch nh cao hơn Trong mơ hình có một biến giả được thêm vào để kiểm sốt về sự khác nhau trong sở hữu vốn của các ngân hàng, đại diện cho ngân hàng thương mại cổ phần để phân biệt với nhóm ngân hàng có vốn nhà nước.
3.3.2. Phương pháp nghiên cứu
Tổng quan lý thuyết các ài nghiên cứu trước đây sử ụng rất nhiều phương pháp để nghiên cứu và xác định t nh hiệu quả của ngân hàng o lường tác động cố định được sử ụng ởi Sufian (2009) để nghiên cứu và xác định t nh hiệu quả của ngân hàng Trung Quốc Các ài nghiên cứu gần đây của Tan and Floros (2012a-c) sử
ụng Phương pháp mom nt Tổng Quát – GMM G n raliz M tho o Mom nts để nghiên cứu và xác định hiệu quả lợi nhuận của các ngân hàng Trung Quốc
ớc lượng GMM được sử ụng trong các ài nghiên cứu gần đây vì các vấn đề trong ước lượng khả năng sinh lợi của ngân hàng bao gồm tác động từ các biến độ trễ, biến nội sinh, tương quan giữa các iến hông thể được giải quyết ằng cách ước lượng với tác động cố định Cụ thể hơn, ài nghiên cứu sử dụng phương pháp GMM với độ trễ biến 1 năm để đo lường tác động của các yếu tố về đặc điểm ngân hàng, đặc điểm ngành và biến động kinh tế vĩ mô đến khả năng sinh lời của ngân hàng.
Biến nội sinh trong mơ hình là Biến Vốn đầu tư Capital o lợi nhuận giữ lại năm này sẽ làm tăng vốn của năm sau iến được xác định trước là biến đại diện đo lường rủi ro ngân hàng bằng Dự phòng rủi ro tín dụng trên tổng cho vay, do rủi ro tín dụng càng tăng sẽ trực tiếp làm giảm khả năng sinh lời của ngân hàng Do đó, tơi sử dụng biến độ trễ hai năm của biến nội sinh (Capital–2) và biến với độ trễ 1 năm của biến được xác định trước (LPTL -1 để đưa thêm vào mơ hình GMM làm biến cơng cụ.
Các kiểm định kết quả được sử dụng để kiểm định kết quả bao gồm
Kiểm định F-statistic kiểm định sự phù hợp của hàm hồi quy, cho thấy mức độ ý nghĩa của các biến độc lập trong việc giải thích biến phụ thuộc, sự hiện diện của các biến độc lập trong mơ hình là phù hợp. Kiểm định F có mức ý nghĩa càng nhỏ cho thấy mức độ phù hợp của mơ hình càng cao.
Kiểm định Sargan được sử dụng để kiểm tra sự hợp lý của các biến công cụ trong ước lượng GMM. Việc kiểm định Sargan đã cho thấy sự hiện diện độ trễ của biến nội sinh Capital trong mơ hình là phù hợp. Kiểm định Sargan được gọi là Kiểm định sự ràng buộc xác định quá mức (over indentifying restriction). Khác với bài nghiên cứu gốc sử dụng giá trị tuyệt đối của kiểm định Sargan, để dễ xác định hơn tôi sử dụng mức ý nghĩa P của kiểm định Sargan để thể hiện trong kết quả Th o đó nếu P>10%, tức sẽ bác bỏ giả thuyết Ho rằng có sự ràng buộc xác định quá mức. Nói cách khác, P >0 cho thấy các biến cơng cụ được sử dụng trong mơ hình là phù hợp.
Kiểm định Ar llano an on để kiểm tra sự tự tương quan bậc 1 và tự tương quan bậc 2 để kiểm tra tự tương quan giữa các biến độc lập và biến độ trễ của chính nó. ây là iểm định rất hữu ích trong mơ hình GMM. Kiểm định AR phương sai ậc 1 với P<10% cho thấy có sự tự tương quan ậc 1 giữa các biến, tuy nhiên điều này hơng có nghĩa là ết quả hồi quy không vững. Kiểm định AR quan tâm đến kết quả kiểm định bậc 2 nhiều hơn, nếu P >10% cho thấy khơng có bằng chứng nào về sự tự tương quan ậc 2 của các biến độc lập với độ trễ của chính nó trong mơ hình. Nếu kiểm định bậc 1 đã cho ết quả P>10%, tôi sẽ không tiến hành kiểm định bậc 2 ối với kiểm định bậc 1 cho thấy có sự tự tương quan độ trễ 1 của các biến độc lập (p < 10%), tôi sẽ tiến hành kiểm định bậc 2. Kết quả được thể hiện trong các bảng ở mục 4 sau đây.
4. KẾT QUẢ NGHIÊN CỨU
4.1. Kết quả hồi quy
Bảng 4.1 thể hiện kết quả kiểm tra tác động của rủi ro và cạnh tranh trong ngành lên khả năng sinh lời của ngân hàng thông qua việc sử dụng Tỷ lệ dự phịng rủi ro tín dụng trên ư nợ (TTPTL) để đại diện cho rủi ro và biến l rn r đại diện cho mức độ cạnh tranh trong ngành. Kiểm định Arrellano and Bond bậc 2 AR 2 đã cho thấy các kết quả là vững và hiệu quả, kiểm định AR 2 cho thấy hệ số hồi quy khơng có ý nghĩa ở bậc 2, bác bỏ giả thuyết về tự tương quan.
Tên biến K hiệu
Coef t-statistic Coef t-statistic Coef t-statistic Coef t-statistic
iến độ trễ của
iến phụ thuộc ROE(-1) 0.3973*** 6.6267 0.3279*** 5.4766 0.2883*** 4.6773 0.2432*** 4.2383
Đặc điểm của từng ngân hàng
Quy mô Bank size -0.0101 -1.6425 -0.0019*** -3.9273 -0.0024*** -3.7336 -0.0026*** -2.9188 Rủi ro Bank risk
(LLPTL) -0.4094* -1.7523 -0.0379** -2.0844 -0.0499** -2.0712 -0.0635* -1.9163 Thanh hoản Liquidity -0.0654* -1.9627 -0.0014 -0.5177 -0.0009 -0.2568 0.0058 1.1838 Vốn đầu tư Capitalization -
0.1238*** -3.9389 0.0009 0.3570 0.0003 0.1012 0.0038 0.8482
Chi ph nhân sự Overhead Cost 3.5058*** 3.1518 0.3271*** 3.8115 0.3856*** 3.3856 1.2442*** 7.8113 a ạng hoá
nguồn thu Diversificaiton 0.0656 0.9514 0.0038 0.7023 0.0053 0.7363 -0.0628*** -6.2933 Năng suất lao
động
Labour
Productivity 0.0000 0.1206 0.0000 0.2328 0.0000 0.3262 0.0000 -0.5825 Thuế suất Taxation -0.0806 -1.2090 -0.0141*** -2.6964 -0.0094 -1.3621 0.0153 1.5692
Đặc điểm ngành
Sự cạnh tranh Lerner Index 0.2881*** 5.6552 0.0335*** 8.0618 0.0440*** 7.9584 0.0639*** 8.6892 Sự phát triển của ngành NH Banking Develop - 0.4169*** -3.2323 -0.0269*** -2.6544 -0.0428*** -3.1882 0.0533*** 2.8357 Phát triển của TTCK Stock Development 0.7054*** 2.6206 0.0324 1.4993 0.0575** 1.9956 -0.1133*** -2.7941 Biến vĩ mô Tỷ lệ lạm phát Inflation 0.9141*** 3.2786 0.0527*** 2.3979 0.0853*** 2.9222 -0.0937** -2.2290 Tỷ lệ tăng GDP Growth 7.1088*** 3.4723 0.4301*** 2.6691 0.6673*** 3.1255 -0.8494*** -2.7984
trưởng GDP Biến giả NH nhà nƣớc State Owner 0.0191 1.4542 0.0004 0.4097 0.0001 0.0440 -0.0016 -0.8147 Kiểm định F- test 18.804*** 17.4184*** 16.984*** 31.247*** Sargan P=0.41 P = 0.65 P = 0.64 P=0.69 AR(1) Z=-0.0297 P =0.80 Z=0.1193 P =0.316 Z=0.06 P =0.55 Z=0.656 P =0.000 AR(2) _ _ - - _ _ Z=0.252 P =0.011 Obs 162 162 162 162
Nguồn: Kết quả chạy hồi quy của tác giả Ghi chú: , , thể hiện mức ý nghĩa lần lượt ở mức 10%, 5% và 1%, AR 1 và AR 2 lần lượt là iểm định Ar llano- on sai phân ậc 2 và ậc 2.
4.1.1. Biến đại diện cho đặc điểm riêng của từng ngân hàng
Biến độ trễ của biến phụ thuộc ROA, ROE, P T, NIM đều có ý nghĩa ở mức 1% cho thấy t nh động của mơ hình. Hệ số hồi quy lần lượt là 0.34, 0.40, 0.30 và 0.25 cho thấy khả năng sinh lời của các ngân hàng ở Việt Nam có mối tương quan lớn với khả năng sinh lời ở năm trước iều này thể hiện môi trường cạnh tranh của ngành không phải là cạnh tranh hồn hảo, thị trường có sự cạnh tranh ở mức độ tương quan với nhau, nghĩa là các ngân hàng có lợi thế về giá có thể đưa ra những chính sách liên kết với nhau để tiếp tục uy trì được biên lợi nhuận cao trong các năm tới.
Biến quy mơ của ngành có ý nghĩa ở mức 1% và tương quan nghịch với các biến phụ thuộc đo lường khả năng sinh lời của ngân hàng bằng ROA, PBT và NIM. Kết quả cho thấy quy mơ có tác động tiêu cực đến khả năng sinh lời của ngân hàng, ngân hàng càng lớn thì ch số sinh lợi càng thấp. iều này có thể được giải thích thơng qua việc các ngân hàng nhỏ dễ dàng quản lý hơn Các mục tiêu kinh doanh cụ thể được đặt ra có thể giúp các nhà quản lý thúc đẩy nhanh hiệu quả kinh doanh, qua đó đạt được tỷ suất sinh lời cao hơn Tuy nhiên, độ lớn của hệ số ước lượng không lớn, cho thấy quy mô hông tác động quá nhiều đến hiệu suất sinh lợi của ngân hàng.
Biến rủi ro ngân hàng đo lường bằng tỷ lệ dự phòng rủi ro tín dụng trên tổng cho vay (LLPTL) có mối tương quan nghịch và ý nghĩa ở mức 1% đối với tất cả các biến phụ thuộc đại diện cho khả năng sinh lời ngân hàng iều này cho thấy việc tăng mức độ rủi ro sẽ dẫn đến giảm khả năng sinh lời của ngân hàng ở Việt Nam. Tuy nhiên ngoại trừ iến ROE có hệ số ước lượng cao ở mức 0 4, các iến phụ thuộc c n lại ghi nhận giá trị ước lượng tác động của rủi ro đến lợi nhuận ngân hàng há thấp, ch ở mức 5% - 6%. Dựa trên thực tế của ngành ngân hàng Việt Nam, tất cả các ngân hàng đều được yêu cầu để trích dự ph ng đủ th o quy định trên số ư nợ cho vay để tăng hả năng quản lý rủi ro, o đó iến rủi ro có mối quan hệ trực tiếp và tiêu cực lên khả năng sinh lời của ngân hàng Như vậy, để tăng hiệu quả hoạt
động các ngân hàng cần nâng cao chất lượng quản trị, thẩm định xếp hạng tín dụng cũng như tăng cường chức năng cảnh báo sớm trong kiểm soát sau vay để hạn chế thấp nhất mức độ rủi ro tín dụng.
Biến thanh khoản đo lường bằng tỷ lệcho vay/tổng tài sản ch có ý nghĩa thống kê duy nhất với biến phụ thuộc đo lường khả năng sinh lợi bằng ROE ở mức 10% Như đã giải thích ở trên, việc cho vay nhiều có thể đ m lại biên lợi nhuận lớn cho ngân hàng hơn các ênh đầu tư hác Tuy nhiên, điều này là chưa chắc chắn.Việc khơng có ý nghĩa ở biến thanh khoản cho thấy không phải ngân hàng càng cho vay nhiều thì hiệu quả càng tăng, ởi vì doanh số phát vay tăng thì rủi ro tín dụng cũng gia tăng ăc iệt với các khoản cho vay trung dài hạn, rủi ro tín dụng chịu ảnh hưởng lớn bởi biến động của thị trường và nền kinh tế. Cùng với khả năng quản trị rủi ro còn nhiều vấn đề phải àn đến trong công tác thẩm định và quản trị sau cho vay có thể làm cho khoản cho vay rủi ro hơn, tăng tỷ lệ nợ quá hạn cũng như ự phòng nợ quá hạn, qua đó làm giảm hiệu suất sử dụng đồng vốn. Kết quả hồi quy mơ hình chưa cho thấy một kết luận cụ thể nào về việc tăng trưởng cho vay đến khả năng sinh lời của ngân hàng.
Tương tự, biến vốn đầu tư đo lường bằng vốn chủ sở hữu trên tổng tài sản cũng ch có ý nghĩa ở mức 10% với biến khả năng sinh lời đo lường bằng ROE, điều này do vốn chủ sở hữu càng lớn sẽ dẫn đến tỷ suất sinh lợi trên vốn chủ sở hữu càng thấp. Việc hơng có ý nghĩa thống ê đối với biến phụ thuộc đo lường bằng ROA, PBT và NIM có thể được giải thích do vốn chủ sở hữu của các ngân hàng tại Việt Nam nhìn chung cịn rất thấp, chưa đáp ứng được các tiêu chuẩn an toàn vốn theo tiêu chuẩn quốc tế hiện tại (Basel II và Basel III). Khả năng tăng vốn chủ sở hữu của các ngân hàng thương mại của Việt Nam còn hạn chế, thường ch ở mức đáp ứng tỷ lệ an toàn vốn tối thiểu theo quy khả năng sinh lời của ngành ngân hàng Việt Nam. Các ngân hàng có thể tăng vốn để hướng tới mục tiêu đảm bảo an tồn trong hoạt động về tính thanh khoản, chất lượng tài sản và sự ổn định trong dài hạn hơn là khả năng sinh lời ngắn hạn của ngân hàng.
Biến chi phí nhân sự có tác động tích cực ở mức ý nghĩ 1% ở tất cả các kết quả hồi quy cho 4 biến phụ thuộc. Hệ số hồi quy của biến chi phí nhân sự đến khả năng sinh lời ngân hàng đo lường bằng ROA, ROE, PBT và NIM lần lượt là 0.3, 3.5, 0.38 và 1,24 cho thấy chi phí nhân sự thật sự có tác động đáng ể đến khả năng sinh lời của ngân hàng. iều này được giải thích bằng việc cho rằng chi phí hoạt động cao phát sinh từ lương và thưởng cho đội ngũ nhân viên lớn, và việc này cải thiện đáng ể năng suất làm việc của ngân hàng, thơng qua đó nâng cao ết quả kinh doanh của các ngân hàng. Hiệu quả kinh doanh cao hơn chi ph từ việc trả lương thưởng, quan điểm này dựa trên lý thuyết Lương hiệu quả.
Biến đa ạng hóa nguồn thu nhập hơng có ý nghĩa thống kê nào trừ với biến phụ thuộc đo lường bằng NIM. Việc đa ạng hóa nguồn thu làm giảm tỷ lệ thu nhập từ cho vay trong tổng thu nhập, o đó tác động trực tiếp đến làm giảm thu nhập lãi thuần nên tác động tiêu cực đến NIM. Kết quả khơng có nhiều ý nghĩa thống kê với biến này có thể được giải thích bằng việc đa ạng hóa nguồn thu nhập tại các ngân hàng Việt Nam đi èm với gia tăng chi phí vận hành từ các mảng hoạt động khác mà chưa phát sinh lợi nhuận tương xứng với chi phí quản trị bỏ ra nên khơng tác động đáng ể đến khả năng sinh lời ngân hàng. Bên cạnh đó, tỷ lệ thu nhập khơng từ lãi lớn có thể khơng phát sinh từ việc chủ động đa ạng hóa nguồn thu để gia tăng hiệu quả của các ngân hàng mà o ngân hàng hơng có đầu ra cho vay hiệu quả dẫn đến ư thừa vốn phải tìm ênh đầu tư hác thay thế Qua đó, việc đa ạng hóa nguồn thu nhập tại các ngân hàng Việt Nam vì nhiều nguyên nhân nên chưa có tác động nào thật sự đến khả năng sinh lời của ngân hàng.
Kết quả không cho thấy mối liên hệ nào giữa năng suất lao động đo lường bằng doanh thu trên số lượng nhân viên) và thuế suất đến khả năng sinh lời của ngân hàng.
4.1.2. Biến đại diện cho đặc điểm ngành
Biến đo lường mức độ cạnh tranh trong ngành thông qua ch số Lerner có mối tương quan thuận và có ý nghĩa ở mức 1% đối với tất cả các biến phụ thuộc đại diện