6. NỘI DUNG CỦA NGHIÊN CỨU
2.6.2.1.Thống kê mô tả biến phụ thuộc và các biến độc lập giai đoạn 2009-2013
2.6. KẾT QUẢ NGHIÊN CỨU
2.6.2.1.Thống kê mô tả biến phụ thuộc và các biến độc lập giai đoạn 2009-2013
2.6.2.1. Thống kê mô tả biến phụ thuộc và các biến độc lập giai đoạn 2009-2013 2009-2013
Bảng 2.8. Thống kê mô tả các biến độc lập và biến phụ thuộc trong giai đoạn 2009- 2013
ROA SIZE DEPOSITS LOAN EQUITY RISK GDP CPI
Mean 0.01146 11.22931 0.63576 0.52383 0.12391 0.00861 0.05692 0.09850 Max 0.03962 13.26450 0.89002 0.94414 0.61395 0.03955 0.06784 0.18130 Min 0.00028 7.83360 0.12245 0.15608 0.04256 -0.00014 0.05048 0.06040 Std. Dev. 0.00629 1.33384 0.14576 0.14385 0.09693 0.00716 0.00613 0.04658
Obs 75 75 75 75 75 75 75 75
(Nguồn: Tác giả tính tốn bằng phần mềm Eview)
Từ bảng 2.8, có thể thấy ROA của 15 NHTM trong mẫu nghiên cứu trung bình trong cả giai đoạn đạt 1,146%, thấp hơn so với giai đoạn trước, chứng tỏ hiệu quả hoạt động của các NHTM trong giai đoạn này đã suy giảm. Trung bình tỷ lệ vốn huy động trên tổng nguồn vốn đạt 63,576%, tỷ lệ cho vay trên tổng nguồn vốn
đạt 52,383%, tỷ lệ vốn chủ sở hữu đạt 12,391% chứng tỏ mức độ sử dụng địn bẩy
tài chính của 15 NHTM đang nghiên cứu trong giai đoạn 2009-2013 vẫn cao nhưng các ngân hàng dường như chú trọng đến vấn đề an toàn vốn hơn (tỷ lệ cho vay trên vốn huy động thấp hơn trong giai đoạn trước). GDP trong giai đoạn này tăng trung bình 5,692%, thấp hơn mức tăng trưởng của giai đoạn trước nhưng CPI lại ổn định
hơn với tốc độ tăng trung bình 9,85%.
Bảng 2.9. Ma trận tương quan giữa biến phụ thuộc và các biến độc lập trong giai
đoạn 2009-2013
ROA SIZE DEPOSITS LOAN EQUITY DUMMY RISK GDP CPI
ROA 1 -0.2574 -0.3284 0.0930 0.3805 -0.0997 -0.0995 0.1111 0.2775 SIZE -0.2574 1 0.4578 0.1869 -0.7179 0.6223 0.1791 -0.0037 0.0366 DEPOSITS -0.3284 0.4578 1 0.3705 -0.6158 0.0760 -0.0732 -0.0543 -0.2380 LOAN 0.0930 0.1869 0.3705 1 -0.0299 0.4181 0.0917 -0.1704 -0.2250 EQUITY 0.3805 -0.7179 -0.6158 -0.0299 1 -0.2884 0.2407 -0.0479 -0.0405 DUMMY -0.0997 0.6223 0.0760 0.4181 -0.2884 1 0.2265 0.0000 0.0000 RISK -0.0995 0.1791 -0.0732 0.0917 0.2407 0.2265 1 -0.2881 -0.2202 GDP 0.1111 -0.0037 -0.0543 -0.1704 -0.0479 0.0000 -0.2881 1 0.5605 CPI 0.2775 0.0366 -0.2380 -0.2250 -0.0405 0.0000 -0.2202 0.5605 1
(Nguồn: Tác giả tính tốn bằng phần mềm Eview)
Dựa trên ma trận hệ số tương quan giữa biến phụ thuộc và các biến độc lập, ta thấy hệ số tương quan cặp của tất cả các biến đều nhỏ hơn 0,8 do đó có thể kết luận khơng có hiện tượng đa cộng tuyến trong mơ hình.
2.6.2.3. Kết quả nghiên cứu
Sau khi đã xác định khơng có hiện tượng đa cộng tuyến trong mơ hình, tác
giả tiếp tục hồi quy bằng phần mềm Eview để xác định mức độ phù hợp của phương trình, các hệ số tương quan hồi quy và ý nghĩa thống kê của chúng. Kết quả như sau:
Bảng 2.10. Kết quả xử lý phương trình hồi quy trong giai đoạn 2009-2013
Dependent Variable: ROA Method: Pooled Least Squares Date: 04/09/15 Time: 14:16 Sample: 2009 2013
Included observations: 5 Cross-sections included: 15
Total pool (balanced) observations: 75
Variable Coefficient Std. Error t-Statistic Prob. C -0.003971 0.003334 -1.191048 0.2339
SIZE 0.001077 0.000244 4.409657 0.0000 DEPOSITS -0.009304 0.001796 -5.180092 0.0000 LOAN 0.012790 0.001507 8.486425 0.0000 EQUITY 0.027508 0.003307 8.319216 0.0000 DUMMY -0.002831 0.000628 -4.510995 0.0000 RISK -0.170860 0.028126 -6.074860 0.0000 CPI 0.038151 0.004354 8.763198 0.0000 GDP -0.045199 0.032221 -1.402791 0.1610 R-squared 0.311732 Mean dependent var 0.011460 Adjusted R-squared 0.306798 S.D. dependent var 0.006245 S.E. of regression 0.005200 Akaike info criterion -7.672449 Sum squared resid 0.030174 Schwarz criterion -7.632245 Log likelihood 4324.753 Hannan-Quinn criter. -7.657256 F-statistic 63.18274 Durbin-Watson stat 1.261270 Prob(F-statistic) 0.000000
(Nguồn: Tác giả tính tốn bằng phần mềm Eview)
Kết quả xử lý từ bảng 2.10 cho thấy ROA có mối tương quan dương với SIZE, DEPOSITS, LOAN, EQUITY và CPI, bên cạnh đó kết quả hồi quy cũng thể hiện mối tương quan âm giữa ROA với biến giả DUMMY và biến RISK. Hệ số
tương quan giữa ROA với biến GDP khơng đạt mức có ý nghĩa thống kê.
2.6.2.4. Kiểm định giả thuyết nghiên cứu Kiểm định độ phù hợp của mơ hình Kiểm định độ phù hợp của mơ hình
Kết quả xử lý từ bảng 2.6 cho thấy hầu hết các biến đều có ý nghĩa thống kê
ở mức 1%, tuy nhiên chỉ có biến GDP khơng có ý nghĩa thống kê. Để đảm bảo độ (adsbygoogle = window.adsbygoogle || []).push({});
chính xác của mơ hình, ta loại biến GDP và tiếp tục thực hiện hồi quy. Kết quả như sau:
Bảng 2.11. Kết quả xử lý phương trình hồi quy giai đoạn 2009-2013 sau khi loại biến GDP
Method: Pooled Least Squares Date: 04/09/15 Time: 14:16 Sample: 2009 2013
Included observations: 5 Cross-sections included: 15
Total pool (balanced) observations: 75
Variable Coefficient Std. Error t-Statistic Prob.
C -0.006159 0.002947 -2.089719 0.0369 SIZE 0.001084 0.000244 4.439773 0.0000 DEPOSITS -0.009807 0.001761 -5.569955 0.0000 LOAN 0.013166 0.001484 8.873729 0.0000 EQUITY 0.026894 0.003279 8.202170 0.0000 DUMMY -0.002966 0.000621 -4.780700 0.0000 RISK -0.162289 0.027466 -5.908731 0.0000 CPI 0.034933 0.003702 9.436837 0.0000
R-squared 0.310519 Mean dependent var 0.011460 Adjusted R-squared 0.306198 S.D. dependent var 0.006245 S.E. of regression 0.005202 Akaike info criterion -7.672465 Sum squared resid 0.030227 Schwarz criterion -7.636728 Log likelihood 4323.762 Hannan-Quinn criter. -7.658960 F-statistic 71.86546 Durbin-Watson stat 1.299550 Prob(F-statistic) 0.000000
(Nguồn: Tác giả tính tốn bằng phần mềm Eview)
Sau khi loại biến GDP ra khỏi mơ hình, các biến cịn lại đều có ý nghĩa thống kê ở mức 1%, chứng tỏ các biến độc lập được lựa chọn có khả năng giải thích mạnh mẽ cho hiệu quả hoạt động của các NHTM tại Việt Nam trong giai đoạn 2009-2013. Giá trị đạt 0,306198 lớn hơn tiêu chí đề xuất là 0,3. Thêm vào đó giá trị Pro(F- statistic) = 0,0000 nên có thể kết luận mơ hình phù hợp trong việc giải thích các
nhân tố ảnh hưởng đến hiệu quả hoạt động ngân hàng trong giai đoạn 2009-2013. Từ kết quả của mơ hình, phương trình hồi quy xác định các nhân tố ảnh hưởng đến hiệu quả hoạt động của ngân hàng thương mại trong giai đoạn từ năm 2009 đến năm
2013 được viết lại như sau:
Kiểm định tự tương quan
Giá trị d trong kiểm định Durbin-Watson là 1,299550 nằm trong khoảng giới hạn 1<d<3, do đó có thể kết luận mơ hình khơng có hiện tượng tự tương quan.
2.6.2.5. Lý giải kết quả nghiên cứu
Biến SIZE có ý nghĩa thống kê ở mức 1% và hệ số hồi quy là 0,001084, do
đó ta chấp nhận giả thuyết 1 “Quy mô ngân hàng tương quan dương với ROA”. Điều này chứng tỏ tại Việt Nam trong giai đoạn 2009-2013 quy mô ngân hàng tác động cùng chiều lên ROA, cụ thể là trong điều kiện các nhân tố khác không đổi, nếu quy mơ ngân hàng (được tính bằng logarit tự nhiên của tổng tài sản) tăng lên 1% thì
ROA sẽ tăng 0,1084%. Kết quả này ngược lại với giai đoạn 2004-2008 khi hiệu quả hoạt động của các ngân hàng giảm dần theo quy mơ. Điều này có thể được lý giải
như sau: Sau khi khủng hoảng tài chính thế giới nổ ra, nền kinh tế nói chung và
ngành ngân hàng nói riêng kết thúc giai đoạn tăng trưởng nóng, thay vào đó là bắt
đầu suy thối. Tốc độ tăng quy mô tổng tài sản suy giảm. Hoạt động kinh doanh
ngân hàng trở nên khó khăn hơn, nhu cầu vay vốn của các chủ thể trong nền kinh tế giảm sút, ảnh hưởng tiêu cực đến lợi nhuận của ngân hàng. Bên cạnh đó, các khoản nợ xấu phát sinh do cho vay tràn lan, thiếu kiểm soát ở giai đoạn trước khiến chi phí của ngân hàng tăng lên, càng làm cho lợi nhuận sau thuế giảm mạnh hơn tốc độ giảm của tổng tài sản (một số ngân hàng cịn có lợi nhuận sau thuế âm), kéo theo ROA giảm. Tuy nhiên cũng như giai đoạn trước, đây là biến có tác động nhỏ nhất
cân nhắc việc tăng hay giảm quy mô tổng tài sản để phù hợp với mục tiêu, chiến
lược kinh doanh của mình (Xem biểu đồ 2.11).
Biểu đồ 2.11. Tốc độ tăng quy mô tổng tài sản, lợi nhuận sau thuế và ROA (trục phải) của 15 NHTM trong mẫu nghiên cứu từ năm 2009 đến 2013
(Nguồn: Tác giả tính tốn bằng phần mềm Excel)
Hệ số hồi quy của biến EQUITY là 0,026894 chứng tỏ rằng khi tỷ lệ vốn chủ sở hữu trên tổng tài sản tăng thì hiệu quả hoạt động của ngân hàng cũng tăng. Cụ thể là nếu tỷ lệ vốn chủ sở hữu trên tổng tài sản tăng 1% thì ROA của ngân hàng sẽ
tăng thêm 2,6894% trong điều kiện các nhân tố khác khơng đổi. Như vậy có thể
khẳng định giả thuyết 2 “Tỷ lệ Vốn chủ sở hữu trên tổng tài sản tương quan dương
với ROA”. Điều này phù hợp với kết quả nghiên cứu của Imad Z. Ramadan, Qais A. (adsbygoogle = window.adsbygoogle || []).push({});
Kilani và Thair A. Kaddumi (2011), Panayiotis P. Athanasoglou, Matthaios D. Delis và Christos K. Staikouras (2006), Saira Javaid và cộng sự (2011). Kết quả này cũng tương tự như trong giai đoạn 2004-2008, tuy nhiên có thể thấy mức độ tác động của tỷ lệ vốn chủ sở hữu trên tổng tài sản đã giảm 0,7141% so với giai đoạn trước. Trong giai đoạn này, các ngân hàng đặc biệt chú ý tăng vốn chủ sở hữu để đáp ứng các tiêu chuẩn về an toàn vốn quốc tế cũng như quy định của thông tư
ổn định và an toàn để thực hiện hoạt động kinh doanh của mình nên khơng cần phải tăng lãi suất huy động để thu hút khách hàng. Nhờ đó lợi nhuận sau thuế tăng nhanh hơn tốc độ tăng của tổng tài sản, làm ROA tăng. Kết quả này một lần nữa chứng
minh rằng việc tăng vốn chủ sở hữu là biện pháp cần thiết, an toàn và hữu hiệu để các ngân hàng nâng cao hiệu quả hoạt động của mình (Xem biểu đồ 2.12).
Biểu đồ 2.12. Tốc độ tăng quy mô vốn chủ sở hữu, lợi nhuận sau thuế và ROA (trục phải) của 15 NHTM trong mẫu nghiên cứu từ năm 2009 đến 2013
(Nguồn: Tác giả tính tốn bằng phần mềm Excel)
Hệ số hồi quy của biến LOAN là 0,013166 cho thấy trong giai đoạn 2009- 2013 tín dụng và ROA biến động cùng chiều với nhau. Cụ thể là nếu tỷ lệ dư nợ tín dụng trên tổng tài sản tăng (giảm) 1% sẽ tác động làm ROA tăng (giảm) 1,3166%
trong điều kiện các nhân tố khác không đổi. Điều này cũng tương tự như kết quả
nghiên cứu của Sehrish Gul, Faiza Irshad và Shalid Zaman (2011), Saira Javaid và cộng sự (2011), cũng như khẳng định giả thuyết 3 “Tỷ lệ dư nợ tín dụng trên tổng
tài sản tương quan dương với ROA”. Kết quả này trái ngược với kết quả mơ hình
trong giai đoạn 2004-2008. Sau khi chịu ảnh hưởng của khủng hoảng tài chính tồn
cầu, các ngân hàng bắt đầu chú trọng hơn đến chất lượng tín dụng, thực hiện chính sách cho vay thận trọng hơn khi chỉ hướng đến những khách hàng có uy tín, tình hình kinh doanh tốt thay vì cho vay tràn lan như trước đây. Tuy nhiên, chính vì
chuẩn cho vay được nâng cao, cộng thêm nhu cầu vay vốn giảm do tình hình kinh tế khó khăn càng làm cho tốc độ tăng trưởng tín dụng giảm. Trong khi đó, mặt bằng lãi suất trong giai đoạn này nhìn chung bị hạ thấp, lại thêm việc trích lập dự phòng cho các khoản nợ xấu đã làm cho lợi nhuận của ngân hàng giảm mạnh, khiến ROA cũng giảm theo (Xem biểu đồ 2.13).
Biểu đồ 2.13. Tốc độ tăng quy mơ dư nợ tín dụng, lợi nhuận sau thuế và ROA (trục phải) của 15 NHTM trong mẫu nghiên cứu từ năm 2009 đến 2013
(Nguồn: Tác giả tính tốn bằng phần mềm Excel)
Trong giai đoạn 2004-2008, biến DEPOSITS khơng có ý nghĩa thống kê
trong mơ hình, tức là tỷ lệ vốn huy động trên tổng tài sản khơng có ảnh hưởng đáng kể đến hiệu quả hoạt động của NHTM Việt Nam. Tuy nhiên kết quả hồi quy mơ
hình trong giai đoạn 2009-2013 lại cho thấy hệ số hồi quy của biến DEPOSITS
bằng -0,009807 có ý nghĩa thống kê ở mức 1%, thể hiện mối tương quan âm với ROA. Như vậy có thể bác bỏ giả thuyết 4 “Tỷ lệ vốn huy động trên tổng tài sản
tương quan dương với ROA”. Cụ thể là nếu các điều kiện khác không đổi, khi tỷ lệ
vốn huy động trên tổng tài sản tăng 1% thì sẽ tác động làm ROA giảm 0,9807%.
Điều này chứng tỏ các NHTM Việt Nam sử dụng vốn huy động chưa hiệu quả. Mặc dù đã bị Ngân hàng nhà nước khống chế trần lãi suất, nhưng cuộc đua lãi suất của
vẫn thường xuyên xảy ra, đặc biệt là tại các ngân hàng nhỏ, thanh khoản kém. Điều
này làm tăng chi phí lãi và làm giảm hiệu quả hoạt động của ngân hàng (Xem biểu đồ 2.13).
Biểu đồ 2.14. Tỷ lệ vốn huy động trên tổng tài sản (DEPOSITS) và ROA (trục phải) của 15 NHTM trong mẫu nghiên cứu từ năm 2009 đến 2013
(Nguồn: Tác giả tính tốn bằng phần mềm Excel)
Biểu đồ 2.15. Tỷ lệ dự phịng rủi ro tín dụng trên tổng dư nợ (RISK) và ROA (trục phải) của 15 NHTM trong mẫu nghiên cứu từ năm 2009 đến 2013
Hệ số hồi quy của biến RISK đạt -0,162289 thể hiện mối quan hệ ngược chiều giữa rủi ro tín dụng và hiệu quả hoạt động, giúp ta khẳng định giả thuyết 5
“Tỷ lệ dự phòng rủi ro tín dụng trên tổng dư nợ tương quan âm với ROA”. Điều
này phù hợp với kết quả nghiên cứu của Imad Z. Ramadan, Qais A. Kilani và Thair A. Kaddumi (2011), Dr Aremu và cộng sự (2013), Panayiotis P. Athanasoglou, Matthaios D. Delis và Christos K. Staikouras (2006). Khi tỷ lệ dự phòng rủi ro tín dụng tăng lên 1% thì trong điều kiện các yếu tố khác không đổi, ROA của ngân
hàng sẽ giảm 16,2289%. Đây là biến tác động mạnh nhất đến ROA trong số các biến vi mô được nghiên cứu. Điều này cũng phù hợp với tình hình thực tế tại Việt Nam. Có thể thấy từ sau khủng hoảng tài chính, tỷ trọng các khoản nợ xấu tăng lên (adsbygoogle = window.adsbygoogle || []).push({});
đáng kể, tỷ lệ dự phòng rủi ro tín dụng cao hơn rất nhiều so với giai đoạn trước. Dù
các ngân hàng có thể có kết quả hoạt động kinh doanh tốt, lợi nhuận thuần tăng
nhưng việc trích lập dự phòng rủi ro đã làm lợi nhuận sau thuế suy giảm đáng kể,
thậm chí là bị âm, do đó ảnh hưởng tiêu cực đến hiệu quả hoạt động của ngân hàng (Xem biểu đồ 2.15).
Hệ số hồi quy của biến giả DUMMY bằng -0,002966. Hệ số này khác 0 và có ý nghĩa ở mức 1% chứng minh cho giả thuyết 6 là “Hình thức sở hữu ngân hàng
thực sự có ảnh hưởng đến ROA”.Trong điều kiện các yếu tố khác khơng đổi, ROA
trung bình của các NHTM nhà nước sẽ thấp hơn ROA trung bình của các NHTM cổ phần 0,2966%. Điều này ngược lại với kết quả hồi quy trong giai đoạn 2004-2008, chứng tỏ rằng trước khi khủng hoảng tài chính tồn cầu diễn ra, các NHTM nhà
nước hoạt động có hiệu quả hơn các NHTM cổ phần, tuy nhiên sau khủng hoảng thì
các NHTM cổ phần đã chứng minh được khả năng hoạt động hiệu quả của mình. Mặc dù các NHTM nhà nước đều có lịch sử hình thành lâu đời, tạo dựng được uy tín vững chắc, lại có lợi thế về hệ thống mạng lưới giao dịch rộng khắp, tuy nhiên
trong điều kiện nền kinh tế biến động mạnh, họ đã không phát huy được lợi thế của
mình. Thêm vào đó khả năng thích ứng của nhóm các ngân hàng này tương đối
kém, bộ máy quản lý cồng kềnh và chất lượng dịch vụ không được chú ý cải thiện
không ngừng lớn mạnh, lợi thế cạnh tranh của họ đến từ sự năng động, sáng tạo trong hoạt động, bộ máy quản lý gọn nhẹ, chất lượng dịch vụ và chăm sóc khách hàng tốt, nhờ đó thị phần của nhóm NHTM cổ phần cũng như hiệu quả hoạt động không ngừng được nâng cao.
Giả thuyết 7 “Tốc độ tăng trưởng GDP hàng năm có mối tương quan dương
với ROA” bị bác bỏ, nguyên nhân là do biến GDP khơng có ý nghĩa thống kê nên đã
bị loại bỏ khỏi mơ hình hồi quy. Như vậy có thể kết luận trong giai đoạn 2009-2013 tốc độ tăng trưởng GDP khơng có ảnh hưởng đáng kể đến hiệu quả hoạt động của các NHTM.