4.00000 2.00000 0.00000 -2.00000 -4.00000 Standardized Residual 50 40 30 20 10 0 Frequency Mean = 2.9837244 E-16 Std. Dev. = 0.97449489 N = 140
Đồ thị trên cho thấy một đường cong phân phối chuẩn được đặt chồng lên biểu đồ tần số. Các phần dư quan sát có phân phối xấp xỉ chuẩn vì ln ln có những chênh lệch do lấy mẫu; ngay cả khi các sai số có phân phối chuẩn trong tổng thể thì phần dư trong mẫu quan sát cũng chỉ xấp xỉ chuẩn. Trong trường hợp này, phân phối phần dư xấp xỉ chuẩn nên có thể kết luận giả thiết phân phối chuẩn không bị vi phạm.
Ngồi ra, có thể sử dụng biểu đồ tần số Q-Q plot để khảo sát phân phối của phần dư: Đồ thị 2.10: đồ thị tần số 4 2 0 -2 -4 Observed Value 3 2 1 0 -1 -2 -3 Ex pe cte d No rma l Va lu e
Normal Q-Q Plot of Standardized Residual
Nguồn: kết quả phân tích dữ liệu từ phần mềm SPSS Biểu đồ Q-Q plot cho thấy những giá trị các điểm phân vị của phân phối các biến theo các phân vị của phân phối chuẩn. Những giá trị kỳ vọng này tạo thành
một đường chéo. Các điểm quan sát thực tế tập trung sát đường chéo nên có thể kết luận dữ liệu có phân phối chuẩn.
2.2.4.7 Dị tìm vi phạm giả định về tính độc lập của sai số (khơng có tương quan giữa các phần dư)
Tác giả thực hiện kiểm định tương quan của các sai số kề nhau (Tương quan chuỗi bậc nhất) bằng đại lượng thống kê Durbin-Watson; được thể hiện ở bảng 2.13: Bảng kết quả mơ hình (phần phụ lục 5).
Kết quả ở bảng 2.13: Bảng kết quả mơ hình (phần phụ lục 5) cho thấy giá trị Durbin-Watson=1,721; tiến hành tra bảng Durbin-Watson giá trị d với 1 biến độc lập và 140 quan sát (dU≈1,7); như vậy giá trị d tính rơi vào miền chấp nhận giả thuyết (1,7<d=1,721<2): khơng có tương quan chuỗi bậc nhất.
Ngồi ra có thể sử dụng đồ thị thể hiện tuần tự phần dư theo thứ tự quan sát để xem chúng có biến thiên theo một quy luật nào không để kiểm chứng sự tương quan giữa các phần dư:
Đồ thị 2.11: Đồ thị phân tán phần dư theo thứ tự quan sát
140 120 100 80 60 40 20 0 STT 4.00000 2.00000 0.00000 -2.00000 -4.00000 Sta nd ar di ze d Re si du al
Đồ thị trên thể hiện tuần tự phần dư theo thứ tự quan sát cũng khẳng định khơng có tương quan chuỗi bậc nhất vì chúng khơng mơ tả một quy luật nào trong mối quan hệ giữa các phần dư.
2.2.4.8 Dị tìm vi phạm giả định khơng có mối tương quan giữa các biến độc lập (đo lường Đa cộng tuyến)
Tác giả sử dụng hệ số phóng đại phương sai (VIF) giúp phát hiện có sự tồn tại của cộng tuyến trong dữ liệu hay không và hệ số này được thể hiện qua bảng 2.14: Bảng hệ số hồi quy (phần phụ lục 5).
Bảng 2.14: Bảng hệ số hồi quy (phần phụ lục 5) cho thấy hệ số phóng đại phương sai (VIF) của các biến độc lập thấp (VIF<7) trong khi theo quy tắc VIF vượt quá 10 là dấu hiệu của Đa cộng tuyến nên có thể kết luận mơ hình hồi quy khơng có hiện tượng Đa cộng tuyến rõ rệt, hệ số hồi quy của các biến độc lập đều có ý nghĩa với độ tin cậy 95%.
2.2.5 Kết quả mơ hình
- Qua việc xây dựng mơ hình và dị tìm các vi phạm cần thiết của mơ hình; có thể sử dụng mơ hình sau cho việc nghiên cứu các yếu tố tác động đến tỷ suất lợi nhuận ròng trên tổng tài sản của ngân hàng thương mại cổ phần Việt Nam trong giai đoạn từ năm 2009 đến năm 2012 với 140 mẫu quan sát các ngân hàng thương mại cổ phần, độ tin cậy 95% (mức ý nghĩa 5%):
Y = -0,013 + 0,038 * X1 + 0,388 * X2 + 0,02 * X3– 0,009 * X43 – 0,096 * X5 – 0,008 * log(X6) – 0,00004 * X7 + ei
Trong đó:
Y: là biến phụ thuộc; là tỷ suất lợi nhuận ròng trên tổng tài sản (ROA)
X1: là biến độc lập đại diện cho cấu trúc thu nhập – chi phí; là chỉ tiêu lợi nhuận sau thuế trên lợi nhuận trước thuế
X2: là biến độc lập đại diện cho cấu trúc thu nhập – chi phí; là chỉ tiêu thu nhập hoạt động trên tổng tài sản
X3: là biến độc lập đại diện cho rủi ro tín dụng; là chỉ tiêu chi phí dự phịng rủi ro tín dụng trên thu nhập hoạt động
X4: là biến độc lập đại diện cho vốn; là chỉ tiêu vốn chủ sở hữu trên nợ phải trả X5: là biến độc lập đại diện cho cấu trúc thu nhập – chi phí; là chỉ tiêu thu nhập lãi trên tổng tài sản
X6: là biến độc lập đại diện cho tiền gửi; là chỉ tiêu tổng nhận tiền gửi trên lợi nhuận trước thuế
X7: là biến độc lập đại diện cho chi phí; là chỉ tiêu chi phí hoạt động trên lợi nhuận trước thuế
ei: là phần dư của phương trình hồi quy (đại diện cho sai số và các biến không xuất hiện trong mơ hình)
Theo mơ hình trên thì các chỉ tiêu: lợi nhuận sau thuế/lợi nhuận trước thuế; thu nhập hoạt động/tổng tài sản; chi phí dự phịng rủi ro tín dụng/thu nhập hoạt động; vốn chủ sở hữu/nợ phải trả; thu nhập lãi/tổng tài sản; tổng nhận tiền gửi/lợi nhuận trước thuế; chi phí hoạt động/lợi nhuận trước thuế có mối liên hệ tuyến tính với chỉ tiêu ROA với mức ý nghĩa 5% và 140 mẫu quan sát các ngân hàng thương mại cổ phần Việt Nam giai đoạn từ năm 2009 đến năm 2012.
2.2.6 Ý nghĩa các hệ số hồi quy riêng phần trong mơ hình
Hệ số hồi quy riêng phần: 0,038 đứng trước biến độc lập: lợi nhuận sau thuế/lợi nhuận trước thuế đo lường sự thay đổi trong giá trị trung bình ROA khi lợi nhuận sau thuế/lợi nhuận trước thuế thay đổi một đơn vị và giữ các biến độc lập cịn lại khơng thay đổi. Có nghĩa là cho biết 1 đơn vị tăng thêm của biến độc lập: lợi nhuận sau thuế/lợi nhuận trước thuế sẽ làm cho trung bình ROA tăng 0,038 đơn vị trong điều kiện các biến độc lập cịn lại khơng thay đổi với mức ý nghĩa 5%. Mơ hình trên cho thấy biến độc lập: lợi nhuận sau thuế/lợi nhuận trước thuế và biến phụ thuộc: ROA có mối liên hệ tuyến tính thuận. Kết quả nghiên cứu này phù hợp với dự đoán của tác giả khi đánh giá về ảnh hưởng của biến cấu trúc thu nhập – chi phí
đối với ROA của các ngân hàng thương mại cổ phần Việt Nam trong giai đoạn 2009-2012.
Hệ số hồi quy riêng phần: 0,388 đứng trước biến độc lập: thu nhập hoạt động/tổng tài sản đo lường sự thay đổi trong giá trị trung bình ROA khi thu nhập hoạt động/tổng tài sản thay đổi một đơn vị và giữ các biến độc lập cịn lại khơng thay đổi. Có nghĩa là cho biết 1 đơn vị tăng thêm của biến độc lập: thu nhập hoạt động/tổng tài sản sẽ làm cho trung bình ROA tăng 0,388 đơn vị trong điều kiện các biến độc lập cịn lại khơng thay đổi với mức ý nghĩa 5%. Mơ hình trên cho thấy biến độc lập: thu nhập hoạt động/tổng tài sản và biến phụ thuộc: ROA có mối liên hệ tuyến tính thuận. Kết quả nghiên cứu này phù hợp với dự đoán của tác giả khi đánh giá về ảnh hưởng của biến cấu trúc thu nhập – chi phí đối với ROA của các ngân hàng thương mại cổ phần Việt Nam trong giai đoạn 2009-2012.
Hệ số hồi quy riêng phần: 0,02 đứng trước biến độc lập: chi phí dự phịng rủi ro tín dụng/thu nhập hoạt động đo lường sự thay đổi trong giá trị trung bình ROA khi chi phí dự phịng rủi ro tín dụng/thu nhập hoạt động thay đổi một đơn vị và giữ các biến độc lập cịn lại khơng thay đổi. Do chi phí dự phịng rủi ro tín dụng là chi phí mà ngân hàng dự tính cho rủi ro hoạt động tín dụng nên chi phí dự phịng rủi ro tín dụng mang dấu âm dẫn đến: chi phí dự phịng rủi ro tín dụng/thu nhập hoạt động mang dấu âm, hệ số hồi quy riêng lẻ đứng trước biến độc lập: chi phí dự phịng rủi ro tín dụng/thu nhập hoạt động mang dấu dương (0,02>0) vì vậy giá trị tuyệt đối của chi phí dự phịng rủi ro tín dụng càng lớn (tức ngân hàng càng dự tính nhiều chi phí cho rủi ro hoạt động tín dụng) trong khi thu nhập hoạt động không đổi tức trị tuyệt đối biến chi phí dự phịng rủi ro tín dụng/thu nhập hoạt động càng lớn thì ROA càng nhỏ. Có nghĩa là cho biết 1 đơn vị tăng thêm của trị tuyệt đối chi phí dự phịng rủi ro tín dụng/thu nhập hoạt động sẽ làm cho trung bình ROA giảm 0,02 đơn vị (do biến chi phí dự phịng rủi ro tín dụng/thu nhập hoạt động mang dấu âm) trong điều kiện các biến độc lập cịn lại khơng thay đổi với mức ý nghĩa 5%. Mơ hình trên cho thấy biến chi phí dự phịng rủi ro tín dụng/thu nhập hoạt động và ROA có mối
liên hệ tuyến tính nghịch. Kết quả nghiên cứu này phù hợp với dự đoán của tác giả khi đánh giá về ảnh hưởng của biến rủi ro tín dụng đối với ROA của các ngân hàng thương mại cổ phần Việt Nam trong giai đoạn 2009-2012.
Hệ số hồi quy riêng phần: -0,009 đứng trước biến độc lập: (vốn chủ sở hữu/nợ phải trả)3 đo lường sự thay đổi trong giá trị trung bình ROA khi biến độc lập: (vốn chủ sở hữu/nợ phải trả)3 thay đổi một đơn vị và giữ các biến độc lập cịn lại khơng thay đổi. Có nghĩa là cho biết 1 đơn vị tăng thêm của biến độc lập: (vốn chủ sở hữu/nợ phải trả)3 sẽ làm cho trung bình ROA giảm 0,009 đơn vị trong điều kiện các biến độc lập cịn lại khơng thay đổi với mức ý nghĩa 5%. Mơ hình trên cho thấy biến: vốn chủ sở hữu/nợ phải trả và biến phụ thuộc: ROA có mối liên hệ tuyến tính nghịch. Kết quả nghiên cứu này không phù hợp với dự đoán của tác giả khi đánh giá về ảnh hưởng của biến vốn đối với ROA của các ngân hàng thương mại cổ phần Việt Nam trong giai đoạn 2009-2012, vì vậy việc tăng vốn chủ sở hữu phải đi kèm với việc sử dụng vốn hợp lý tránh lãng phí làm giảm tỷ suất lợi nhuận ròng trên tổng tài sản của ngân hàng đồng thời ngân hàng phải biết cân đối giữa nợ và vốn tự có tránh giảm tỷ suất lợi nhuận ròng trên tổng tài sản của ngân hàng do khơng tận dụng địn bẩy nợ để đáp ứng kịp thời mọi nhu cầu thanh khoản khi cần thiết.
Hệ số hồi quy riêng phần: -0,096 đứng trước biến độc lập: thu nhập lãi/tổng tài sản đo lường sự thay đổi trong giá trị trung bình ROA khi biến độc lập: thu nhập lãi/tổng tài sản thay đổi một đơn vị và giữ các biến độc lập còn lại khơng thay đổi. Có nghĩa là cho biết 1 đơn vị tăng thêm của biến độc lập: thu nhập lãi/tổng tài sản sẽ làm cho trung bình ROA giảm 0,096 đơn vị trong điều kiện các biến độc lập còn lại không thay đổi với mức ý nghĩa 5%. Mơ hình trên cho thấy biến: thu nhập lãi/tổng tài sản và biến phụ thuộc: ROA có mối liên hệ tuyến tính nghịch. Kết quả nghiên cứu này khơng phù hợp với dự đốn của tác giả khi đánh giá về ảnh hưởng của biến cấu trúc thu nhập – chi phí đối với ROA của các ngân hàng thương mại cổ phần Việt Nam trong giai đoạn 2009-2012, nguyên nhân một phần do việc tăng thu nhập lãi (trong thu nhập lãi chủ yếu thu lãi từ hoạt động tín dụng) cịn nhiều rủi ro
nhất là khi nền kinh tế vẫn cịn gặp nhiều khó khăn, doanh nghiệp hoạt động kinh doanh cầm chừng, sức tiêu thụ yếu, hàng tồn kho cao, nợ xấu gia tăng dẫn đến tỷ suất lợi nhuận ròng trên tổng tài sản của ngân hàng sụt giảm. Như vậy bên cạnh việc quản trị rủi ro các hoạt động thu lãi, ngân hàng cũng cần mở rộng thêm các hoạt động thu ngoài lãi.
Hệ số hồi quy riêng phần: -0,008 đứng trước biến độc lập: log(tổng nhận tiền gửi/lợi nhuận trước thuế) đo lường sự thay đổi trong giá trị trung bình ROA khi biến độc lập: log(tổng nhận tiền gửi/lợi nhuận trước thuế) thay đổi một đơn vị và giữ các biến độc lập cịn lại khơng thay đổi. Có nghĩa là cho biết 1 đơn vị tăng thêm của biến: tổng nhận tiền gửi/lợi nhuận trước thuếsẽ làm cho trung bình ROA giảm 0,008*log(1) đơn vị trong điều kiện các biến độc lập cịn lại khơng thay đổi với mức ý nghĩa 5%. Mơ hình trên cho thấy biến: tổng nhận tiền gửi/lợi nhuận trước thuế và biến phụ thuộc: ROA có mối liên hệ tuyến tính nghịch. Kết quả nghiên cứu này khơng phù hợp với dự đốn của tác giả khi đánh giá về ảnh hưởng của biến tiền gửi của khách hàng đối với ROA của các ngân hàng thương mại cổ phần Việt Nam trong giai đoạn 2009-2012 cho thấy mặc dù ngân hàng thu hút được tiền gửi của khách hàng nhưng do tín dụng khó mở rộng dẫn đến ảnh hưởng tỷ suất lợi nhuận ròng trên tổng tài sản của ngân hàng.
Hệ số hồi quy riêng phần: -0,00004 đứng trước biến độc lập: chi phí hoạt động/lợi nhuận trước thuế đo lường sự thay đổi trong giá trị trung bình ROA khi chi phí hoạt động/lợi nhuận trước thuế thay đổi một đơn vị và giữ các biến độc lập cịn lại khơng thay đổi. Do chi phí hoạt động là chi phí mà ngân hàng phải bỏ ra để duy trì hoạt động kinh doanh nên chi phí hoạt động mang dấu âm dẫn đến: chi phí hoạt động/lợi nhuận trước thuế mang dấu âm, hệ số hồi quy riêng lẻ đứng trước biến độc lập: chi phí hoạt động/lợi nhuận trước thuế mang dấu âm (-0,00004<0) vì vậy giá trị tuyệt đối của chi phí hoạt động càng lớn (tức ngân hàng càng tốn nhiều chi phí cho hoạt động kinh doanh của mình) trong khi lợi nhuận trước thuế không đổi tức trị tuyệt đối của biến chi phí hoạt động/lợi nhuận trước thuế càng lớn thì ROA càng
lớn. Có nghĩa là cho biết 1 đơn vị tăng thêm của trị tuyệt đối chi phí hoạt động/lợi nhuận trước thuế sẽ làm cho trung bình ROA tăng 0,00004 đơn vị (do biến chi phí hoạt động/lợi nhuận trước thuế và hệ số hồi quy riêng phần đều mang dấu âm) trong điều kiện các biến độc lập cịn lại khơng thay đổi với mức ý nghĩa 5%. Mơ hình trên cho thấy biến chi phí hoạt động/lợi nhuận trước thuế và ROA có mối liên hệ tuyến tính thuận. Kết quả nghiên cứu này khơng phù hợp với dự đoán của tác giả khi đánh giá về ảnh hưởng của biến chi phí đối với ROA của các ngân hàng thương mại cổ phần Việt Nam trong giai đoạn 2009-2012 cho thấy việc các ngân hàng cũng có sự nỗ lực trong việc quản lý chi phí có hiệu quả như cắt giảm những chi phí khơng cần thiết.
KẾT LUẬN CHƯƠNG 2
Chương 2 đã mô tả thực trạng hiệu quả hoạt động kinh doanh của ngân hàng thương mại Việt Nam nói chung trong giai đoạn từ năm 2009 đến năm 2013. Đồng thời nghiên cứu các yếu tố tác động đến tỷ suất lợi nhuận ròng trên tổng tài sản của ngân hàng thương mại cổ phần Việt Nam với dữ liệu 140 mẫu quan sát trong khoảng thời gian từ năm 2009 đến năm 2012 bằng mơ hình hồi quy tuyến tính gồm các bước: kiểm định sự tương quan, khảo sát dạng hàm hồi quy phù hợp từng biến độc lập đối với biến phụ thuộc, xây dựng mơ hình, dị tìm các vi phạm giả định cần thiết từ đó đưa ra kết quả mơ hình và ý nghĩa các hệ số hồi quy riêng phần trong mơ hình.
CHƯƠNG 3
GIẢI PHÁP KIỂM SOÁT CÁC YẾU TỐ TÁC ĐỘNG ĐẾN TỶ SUẤT LỢI NHUẬN RÒNG TRÊN TỔNG TÀI SẢN
CỦA NGÂN HÀNG THƯƠNG MẠI VIỆT NAM
3.1 Các thách thức đối với việc nâng cao hiệu quả kinh doanh ngân hàng Việt Nam từ kết quả mơ hình thực nghiệm