6. NỘI DUNG CỦA NGHIÊN CỨU
2.6. KẾT QUẢ NGHIÊN CỨU
2.6.1.4. Kiểm định giả thuyết nghiên cứu
Kiểm định độ phù hợp của mơ hình
Kết quả xử lý từ bảng 2.7 cho thấy hầu hết các biến đều có ý nghĩa thống kê
ở mức 1%, tuy nhiên chỉ có biến DEPOSITS khơng có ý nghĩa thống kê.
Để đảm bảo độ chính xác của mơ hình, ta loại biến DEPOSITS và tiếp tục
thực hiện hồi quy. Kết quả như sau:
Bảng 2.8. Kết quả xử lý phương trình hồi quy giai đoạn 2004-2008 sau khi loại biến DEPOSITS
Dependent Variable: ROA Method: Pooled Least Squares Date: 04/09/15 Time: 14:16 Sample: 2004 2008
Included observations: 5 Cross-sections included: 15
Total pool (balanced) observations: 75
Variable Coefficient Std. Error t-Statistic Prob.
C 0.032756 0.002396 13.66854 0.0000
LOAN -0.011429 0.001668 -6.849836 0.0000
EQUITY 0.034035 0.002374 14.33539 0.0000
DUMMY 0.003821 0.000699 5.465753 0.0000
RISK -0.264497 0.020921 -12.64265 0.0000
CPI 0.018590 0.004050 4.590226 0.0000
R-squared 0.539392 Mean dependent var 0.014394 Adjusted R-squared 0.536920 S.D. dependent var 0.007743 S.E. of regression 0.005269 Akaike info criterion -7.647633 Sum squared resid 0.031042 Schwarz criterion -7.616363 Log likelihood 4308.793 Hannan-Quinn criter. -7.635816 F-statistic 218.2046 Durbin-Watson stat 1.493520 Prob(F-statistic) 0.000000
(Nguồn: Tác giả tính tốn bằng phần mềm Eview)
Sau khi loại biến DEPOSITS ra khỏi mơ hình, các biến cịn lại đều có ý nghĩa thống kê ở mức 1%. Giá trị đạt 0,5369 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 2004-2008. 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 2004 đến năm 2008 được viết lại như sau:
Kiểm định tự tương quan
Giá trị d trong kiểm định Durbin-Watson là 1,493520 nằm trong khoảng giới hạn 1<d<3, do đó có thể kết luận mơ hình khơng có hiện tượng tự tương quan.
Kiểm định giả thuyết nghiên cứu
Biến SIZE có ý nghĩa thống kê ở mức 1% và hệ số hồi quy là -0,001756, do
này chứng tỏ tại Việt Nam hiệu quả hoạt động của các NHTM giảm dần theo quy mô, 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 giảm đi
0,1756%. Giai đoạn 2004-2008 là khoảng thời gian tăng trưởng nóng của ngành
ngân hàng. Các NHTM tại Việt Nam không ngừng nâng cao quy mô tổng tài sản bằng cách tăng lượng vốn huy động và tín dụng. Để mở rộng quy mô tổng tài sản, các ngân hàng thường áp dụng biện pháp tăng lãi suất huy động và giảm lãi suất cho
vay để thu hút thêm khách hàng, chính vì vậy chênh lệch lãi suất giữa đầu vào và đầu ra bị suy giảm. Mặc dù lợi nhuận sau thuế của ngân hàng vẫn tăng lên về số
tuyệt đối, nhưng tốc độ tăng của lợi nhuận không theo kịp với tốc độ tăng của quy mô tổng tài sản, do đó khiến ROA suy giảm. Bên cạnh đó trình độ quản lý, phát
triển công nghệ, nguồn nhân lực lại không theo kịp với tốc độ tăng của quy mơ. Điều này khiến chi phí của ngân hàng tăng lên, các tài sản bị sử dụng lãng phí và
làm giảm lợi nhuận của ngân hàng. Tuy nhiên đây là biến có tác động nhỏ nhất đến ROA trong số các biến độc lập được nghiên cứu, do đó các ngân hàng có thể 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 2.6).
Biểu đồ 2.6. Tốc độ tăng quy mô tổng tài sản (SIZE) và tốc độ tăng ROA (trục phải) của 15 NHTM trong mẫu nghiên cứu từ năm 2004 đến năm 2008.
(Nguồn: Tác giả tính tốn bằng Excel)
Hệ số hồi quy của biến EQUITY là 0,034035 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 3,4035% trong điều kiện các nhân tố khác không 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.
Kilani và Thair A. Kaddumi (2011), Panayiotis P. Athanasoglou, Matthaios D. Delis và Christos K. Staikouras (2006), Saira Javaid và cộng sự (2011). Tương tự như đã giải thích ở trên, giai đoạn 2004-2008 là khoản thời gian các ngân hàng chạy đua lãi suất để mở rộng quy mô hoạt động, làm giảm chênh lệch lãi suất giữa huy động và cho vay từ đó khiến ROA suy giảm. Tuy nhiên nếu một ngân hàng mở rộng
quy mô hoạt động kinh doanh bằng cách tăng vốn chủ sở hữu sẽ tránh được tác động tiêu cực trên, bởi vốn chủ sở hữu là một nguồn vốn ổn định, có thể sử dụng
lâu dài mà không cần lo lắng về thời gian hồn trả. Nếu quy mơ vốn chủ sở hữu lớn thì ngân hàng sẽ có khả năng tự chủ về tài chính tốt hơn, khơng q phụ thuộc vào nguồn vốn huy động từ bên ngồi, do đó khơng cần phải tham gia vào cuộc đua lãi suất, nhờ vậy lợi nhuận sau thuế có thể tăng nhanh hơn tốc độ tăng của tổng tài sản và làm ROA tăng (Xem biểu đồ 2.7).
Biểu đồ 2.7. Tỷ lệ vốn chủ sở hữu trên tổng tài sản (EQUITY) và ROA (trục phải) của 15 NHTM trong mẫu nghiên cứu từ năm 2004 đến năm 2008.
(Nguồn: Tác giả tính tốn bằng Excel)
Hệ số hồi quy của biến LOAN là -0,011429 cho thấy khơng phải lúc nào tín dụng tăng trưởng nhanh cũng tức là ngân hàng hoạt động có hiệu quả. Cụ thể là nếu tỷ lệ dư nợ tín dụng trên tổng tài sản tăng 1% sẽ tác động làm ROA giảm 1,1429%
trong điều kiện các nhân tố khác không đổi. Điều này bác bỏ giả thuyết 3 “Tỷ lệ dư
nợ trên tổng tài sản tương quan dương với ROA”. Nguyên nhân tương tự như đã
giải thích về mối tương quan âm giữa biến SIZE và ROA. Để đẩy mạnh tốc độ tăng
trưởng tín dụng, các ngân hàng đã phải duy trì mức chênh lệch lãi suất thấp giữa đầu vào và đầu ra, khiến cho lợi nhuận của ngân hàng tăng chậm hơn tốc độ tăng
của tổng tài sản, do đó làm giảm ROA (Xem biểu đồ 2.8).
Biểu đồ 2.8. Tỷ lệ dư nợ tín dụng trên tổng tài sản (LOAN) và ROA (trục phải) của 15 NHTM trong mẫu nghiên cứu từ năm 2004 đến năm 2008.
(Nguồn: Tác giả tính tốn bằng Excel)
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 trong giai đoạn 2004-2008. Như vậy có thể bác bỏ giả thuyết 4
Hệ số hồi quy của biến RISK đạt -0,264497 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 phịng 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 phịng rủi ro tín dụng tăng lên 1% thì trong điều kiện các yếu tố khác không đổi, ROA của ngân
hàng sẽ giảm 26,4497%. Đây là biến tác động mạnh nhất đến ROA trong số các biến vi mơ được nghiên cứu. Xem xét tình hình thực tế có thể thấy các ngân hàng có nợ xấu cao buộc phải trích lập dự phịng rủi ro tín dụng cho những khoản nợ này,
điều đó làm giảm lợi nhuận sau thuế của ngân hàng, trực tiếp ảnh hưởng đến ROA (Xem biểu đồ 2.9).
Biểu đồ 2.9. Tốc độ tăng tỷ lệ dự phòng rủi ro tín dụng trên tổng dư nợ (RISK) và tốc độ tăng ROA (trục phải) của 15 NHTM trong mẫu nghiên cứu từ năm 2004 đến
năm 2008.
(Nguồn: Tác giả tính tốn bằng Excel)
Hệ số hồi quy của biến giả DUMMY bằng 0,003821. 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 không đổi, ROA
trung bình của các NHTM nhà nước sẽ cao hơn ROA trung bình của các NHTM cổ phần 0,3821%. Thực tế tại Việt Nam cho thấy 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. Nhờ đó họ có khả năng thu hút được nhiều khách hàng,
giúp ngân hàng nâng cao hiệu quả hoạt động.
Giả thuyết 7 “Tốc độ tăng trưởng GDP hàng năm có mối tương quan dương
với ROA”chưa được chứng minh hay bác bỏ, nguyên nhân là do có hiện tượng đa cộng tuyến cao giữa biến GDP và CPI nên biến GDP đã bị loại bỏ khỏi mô hình hồi quy.
Biểu đồ 2.10. Tình hình biến động lạm phát và ROA (trục phải) của 15 NHTM trong mẫu nghiên cứu từ năm 2004 đến năm 2008.
(Nguồn: Tác giả tính tốn bằng Excel)
Hệ số hồi quy của biến CPI đạt 0,018590, tức là khi các yếu tố khác không
đổi, lạm phát tăng 1% sẽ tác động làm ROA tăng 1,859%. Mối quan hệ cùng chiều
quan dương với ROA”. Kết quả này cũng tương tự kết quả nghiên cứu của Imad Z.
Ramadan, Qais A. Kilani và Thair A. Kaddumi (2011), Panayiotis P. Athanasoglou,
Matthaios D. Delis và Christos K. Staikouras (2006). Điều này có thể được giải
thích là do các NHTM tại Việt Nam có chính sách lãi suất thích hợp nên bù đắp
được những tổn thất do lạm phát gây ra, khiến cho thu nhập của ngân hàng tăng nhanh hơn chi phí, nhờ đó làm tăng lợi nhuận và nâng cao hiệu quả hoạt động kinh
doanh của ngân hàng (Xem biểu đồ 2.10).