Các biến Hệ số Beta (*) Giá trị t Mức ý nghĩa VIF
CAPITAL -0.328 -1.620 0.120 3.271 LOAN -0.053 -0.384 0.705 1.498 DEPOSIT -0.076 -0.487 0.631 1.968 LIQUID 0.418 2.593 0.017 2.080 COST -0.052 -0.328 0.746 1.995 PROVI 0.109 0.871 0.393 1.242 GDP 0.053 0.390 0.700 1.485 INF -0.036 -0.259 0.798 1.509 SIZE 0.455 2.408 0.025 2.852
Biến phụ thuộc: ROE
R2 điều chỉnh = 0.612 Giá trị F = 6.442 d= 2,235 Mức ý nghĩa của F = 0.000 (*) Hệ số Beta chuẩn hĩa
Nguồn: kết quả chạy hồi quy từ phần mềm SPSS
Mơ hình mới khơng cĩ hiện tượng đa cộng tuyến nhưng ngịai các biến LIQUID và SIZE, hệ số hồi qui đứng trước các biến cịn lại khơng cĩ ý nghĩa,hiện tượng này nhắc cho ta nhớ đến mối quan hệ cộng tuyến giữa MC và INF mà ta đã nĩi trên đâỵ
chạy lại mơ hình với 8 biến cịn lạị Kết quả thu được trong bảng 2.12 (Xem thêm phụ lục 3.3)
Bảng 2.12. Kết quả ước lượng hồi qui sau khi bỏ biến MC và INF ra khỏi phương trình (2.1) (n=32)
Các biến Hệ số Beta (*) Giá trị t Mức ý nghĩa VIF
CAPITAL -0.332 -1.679 0.107 3.251 LOAN -0.043 -0.335 0.741 1.397 DEPOSIT -0.065 -0.441 0.663 1.815 LIQUID 0.410 2.647 0.014 2.000 COST -0.062 -0.411 0.685 1.879 PROVI 0.102 0.852 0.403 1.184 GDP 0.043 0.335 0.741 1.357 SIZE 0.442 2.471 0.021 2.671
Biến phụ thuộc: ROE
R2 điều chỉnh = 0.628 Giá trị F = 7.545 d= 2,230 Mức ý nghĩa của F = 0.000 (*) Hệ số Beta chuẩn hĩa
Nguồn: kết quả chạy hồi quy từ phần mềm SPSS
Theo kết quả ở bảng trên, mức ý nghĩa của các biến vẫn chưa cĩ sự thay đổi rõ rệt, ta loại bỏ tiếp biến LOAN cĩ giá trị tuyệt đội của t nhỏ nhất để phân tích lạị Kết quả thu được theo bảng 2.13 (Xem thêm phục lục 3.4)
Bảng 2.13. Kết quả ước lượng hồi qui sau khi bỏ biến MC, INF và LOAN ra khỏi phương trình (2.1) (n=32)
Các biến Hệ số Beta (*) Giá trị t Mức ý nghĩa VIF
CAPITAL -0.352 -1.909 0.068 2.942 DEPOSIT -0.070 -0.489 0.630 1.794 LIQUID 0.410 2.700 0.013 2.000 COST -0.056 -0.381 0.707 1.851 PROVI 0.113 1.015 0.320 1.080 GDP 0.053 0.436 0.667 1.278 SIZE 0.419 2.593 0.016 2.259
Biến phụ thuộc: ROE
R2 điều chỉnh = 0.642 Giá trị F = 8.937 d= 2,180 Mức ý nghĩa của F = 0.000 (*) Hệ số Beta chuẩn hĩa
Nguồn: kết quả chạy hồi quy từ phần mềm SPSS
Kết quả trong bảng 2.13 cho thấy vẫn tồn tại những biến khơng cĩ ý nghĩa, ta tiếp tục loại bỏ biến COST khỏi mơ hình. Chạy mơ hình mới với 6 biến cịn lại cho ta kết quả trong bảng 2.14 (Xem thêm phụ lục 3.5)
Tiếp tục loại bỏ biến DEPOSIT khơng cĩ ý nghĩa thống kê ra khỏi mơ hình và chạy lại mơ hình mới với 5 biến ta thu được kết quả ở bảng 2.15 (Xem thêm phụ lục 3.6
Bảng 2.14. Kết qủa ước lượng hồi qui sau khi bỏ biến MC, INF, LOAN, COST ra khỏi phương trình (2.1)(n=32)
Các biến Hệ số Beta (*) Giá trị t Mức ý nghĩa VIF
CAPITAL -0.358 -1.981 0.059 2.923 DEPOSIT -0.071 -0.504 0.618 1.794 LIQUID 0.442 3.545 0.002 1.395 PROVI 0.113 1.025 0.315 1.079 GDP 0.061 0.519 0.609 1.240 SIZE 0.429 2.745 0.011 2.193
Biến phụ thuộc: ROE
R2 điều chỉnh = 0.654 Giá trị F = 10.771 d= 2,195 Mức ý nghĩa của F = 0.000 (*) Hệ số Beta chuẩn hĩa
Nguồn: kết quả chạy hồi quy từ phần mềm SPSS
Do mơ hình mới vẫn tồn tại các biến khơng cĩ ý nghĩa, ta tiếp tục loại biến GDP ra khỏi mơ hình. Chạy lại mơ hình với 4 biến ta cĩ kết quả 2.16 (Xem thêm phụ lục 3.7)
Loại tiếp biến PROVI ra khỏi mơ hình, chạy mơ hình mới với 3 biến CAPITAL, LIQUID, SIZẸ Kết qủa thu được trong bảng 2.17 (Xem thêm phụ lục 3.8)
Bảng 2.15. Kết quả ước lượng hồi qui sau khi bỏ biến MC, INF, LOAN, COST, DEPOSIT ra khỏi phương trình (2.1)(n=32)
Các biến Hệ số Beta (*) Giá trị t Mức ý nghĩa VIF
CAPITAL -0.301 -2.156 0.041 1.804
LIQUID 0.465 4.056 0.000 1.213
PROVI 0.111 1.029 0.313 1.079
GDP 0.044 0.399 0.693 1.144
SIZE 0.465 3.387 0.002 1.741
Biến phụ thuộc: ROE
R2 điều chỉnh = 0.664 Giá trị F = 13.254 d= 2,212 Mức ý nghĩa của F = 0.000 (*) Hệ số Beta chuẩn hĩa
Nguồn: kết quả chạy hồi quy từ phần mềm SPSS
Bảng 2.16. Kết qủa ước lượng hồi qui sau khi bỏ biến MC, INF, LOAN, COST, DEPOSIT và GDP ra khỏi phương trình (2.1) (n=32)
Các biến Hệ số Beta (*) Giá trị t Mức ý nghĩa VIF
CAPITAL -0.308 -2.254 0.033 1.779
LIQUID 0.477 4.393 0.000 1.124
PROVI 0.106 1.001 0.326 1.061
SIZE 0.464 3.432 0.002 1.740
Biến phụ thuộc: ROE
R2 điều chỉnh = 0.674 Giá trị F = 17.059 d= 2,206 Mức ý nghĩa của F = 0.000 (*) Hệ số Beta chuẩn hĩa
Bảng 2.17. Kết qủa ước lượng hồi qui sau khi bỏ biến MC, INF, LOAN, COST, DEPOSIT, GDP và PROVI ra khỏi phương trình (2.1) (n=32)
Các biến Hệ số Beta (*) Giá trị t Mức ý nghĩa VIF
CAPITAL -0.329 -2.441 0.021 1.735
LIQUID 0.462 4.296 0.000 1.103
SIZE 0.465 3.440 0.002 1.740
Biến phụ thuộc: ROE
R2 điều chỉnh = 0.674 Giá trị F = 22.410 d= 2,278 Mức ý nghĩa của F = 0.000 (*) Hệ số Beta chuẩn hĩa
Nguồn: kết quả chạy hồi quy từ phần mềm SPSS
Rõ ràng, mơ hình hồi quy với ROE với 3 biến CAPITAL, LIQUID, SIZE cho kết quả: R2 điều chỉnh = 67,4%, nghĩa là 67,4% sự thay đổi của tỷ suất sinh lời của các ngân hàng nghiên cứu trong giai đọan 2009-2012 được giải thích bởi sự thay đổi của 3 nhân tố là CAPITAL, LIQUID, SIZE, cịn lại 32,6% sự thay đổi của tỷ suất sinh lời của các ngân hàng nghiên cứu được giải thích bởi các nhân tố khác.
Kiểm định Durbin-Watson = 2.278 khơng cĩ hiện tượng tự tương quan; Sig. = 0.000, độ tin cậy của mơ hình ở mức 99%; Các giá trị Sig. và VIF của các biến của mơ hình cuối cùng đều cho ta những thơng tin tốt. Mơ hình khơng cịn hiện tượng cộng tuyến, hệ số hồi qui của các biến riêng lẻ đều cĩ ý nghĩa với độ tin cậy trên 95%. Ta cĩ thể sử dụng mơ hình này để đánh giá các yếu tố ảnh hưởng đến ROE và từ đĩ đề ra những kiến nghị phù hợp. Mơ hình tổng quát cĩ dạng sau:
ROEit = -0,411 - 0,329CAPITAL + 0,462LIQUID + 0,465SIZE + uit
Kết quả hồi quy cho thấy các biến vốn chủ sở hữu trên tổng tài sản, tỷ lệ tài sản dự trữ trên tổng tài sản, qui mơ ngân hàng đã tác động đến tỷ suất sinh lời trên vốn chủ sở hữụ Hay nĩi cách khác, trong các nhân tố được xem xét ở luận văn này, tỷ suất sinh lời của ngân hàng chịu ảnh hưởng trực tiếp của các nhân tố vốn chủ sở hữu, tính thanh khoản và qui mơ của ngân hàng. Kết quả ước lượng cho thấy:
ROE cĩ mối quan hệ tỷ lệ nghịch với CAPITAL, hệ số ước lượng là-0,329. Các ngân hàng cĩ vốn chủ sở hữu tốt hơn sẽ cĩ khả năng duy trì hoạt động cho vay tốt hơn, nhất là trong thời kỳ khủng hoảng kinh tế, tăng độ tin cậy đối với nguồn tỷ suất sinh lời của ngân hàng, qua đĩ hấp thu thêm nhiều nhà đầu tư hơn. Tuy nhiên, tốc độ tăng vốn chủ sở hữu vẫn nhanh hơn tốc độ tăng tỷ suất sinh lời của các NHTM.
LIQUID cĩ mối quan hệ thuận với ROE, hệ số là 0,462. Cĩ nghĩa là khả năng thanh khoản càng cao thì tỷ suất sinh lời mang lại càng caọ Điều này phù hợp với giả thiết của tác giả. Như chúng ta đã thấy, nhờ quản trị thanh khỏan tốt, các ngân hàng đã duy trì tỷ lệ thanh khoản ổn định qua các năm, điều này tạo niềm tin lớn đối với khách hàng, thu hút khách hàng lựa chọn dịch vụ nhiều hơn, mang lại tỷ suất sinh lời cao hơn.
Cuối cùng là biến SIZE cĩ quan hệ thuận chiều với ROẸ Điều này phù hợp với giả thiết của tác giả. Khi ngân hàng tăng tổng tài sản, đã làm tăng cho vay khách hàng, thu được lãi nhiều hơn làm tăng tỷ suất sinh lờị
Kết quả hồi quy với ROA
độc lập là CAPITAL, LOAN, DEPOSIT, LIQUID, COST, PROVI, GDP, INF, MCAP và SIZẸ Sau khi xem xét hiện tượng đa cộng tuyến của mơ hình, loại bỏ các biến cĩ cộng tuyến, loại dần các biến khơng cĩ ý nghĩa thống kê.(Xem kết qủa hồi qui ở các phụ lục từ phụ lục 4.1 đến 4.8) Tác giả chạy mơ hình hồi qui lần 8 và thu được kết quả cuối cùng như sau:
Bảng 2.18. Kết qủa ước lượng hồi qui với ROA sau khi bỏ biến MC, INF, LOAN, COST, DEPOSIT, GDP và PROVI ra khỏi phương trình (2.1) (n=32)
Các biến Hệ số Beta
(*) Giá trị t Mức ý nghĩa VIF
CAPITAL 0.369 2.235 0.034 1.735
LIQUID 0.706 5.360 0.000 1.103
SIZE 0.638 3.857 0.001 1.740
Biến phụ thuộc: ROA
R2 điều chỉnh = 0.513 Giá trị F = 11.867 d= 2,865 Mức ý nghĩa của F = 0.000 (*) Hệ số Beta chuẩn hĩa
Nguồn: kết quả chạy hồi quy từ phần mềm SPSS
Kết quả hồi quy với ROA với 3 biến CAPITAL, LIQUID, SIZE cho kết quả:
R2 điều chỉnh = 51,3%, nghĩa là 51,3% sự thay đổi của tỷ suất sinh lời của
các ngân hàng nghiên cứu trong giai đọan 2009-2012 được giải thích bởi sự thay đổi của 3 nhân tố là CAPITAL, LIQUID, SIZE, cịn lại 48,7% sự thay đổi của tỷ suất sinh lời của các ngân hàng nghiên cứu được giải thích bởi các nhân tố khác.
Kiểm định Durbin-Watson = 2.865 khơng cĩ hiện tượng tự tương quan. Giá trị Sig. = 0.000, độ tin cậy của mơ hình ở mức 99%. Các giá trị Sig. và VIF của các biến của mơ hình cuối cùng đều cho ta những thơng tin tốt. Mơ
hình khơng cịn hiện tượng cộng tuyến, hệ số hồi qui của các biến riêng lẻ đều cĩ ý nghĩa với độ tin cậy trên 95%. Ta cĩ thể sử dụng mơ hình này để đánh giá các yếu tố ảnh hưởng đến ROẠ Mơ hình tổng quát cĩ dạng sau:
ROAit = -0,05 + 0,369CAPITAL + 0,706LIQUID + 0,638SIZE + uit
Kết quả hồi quy cho thấy:
ROA cĩ mối quan hệ tỷ lệ thuận với CAPITAL, LIQUID, SIZẸ Kết quả này phù hợp với giả thiết tác giả đưa rạ Kết quả hồi quy với ROA phù hợp với kết qủa với ROẸ Với mức độ giải thích chỉ khoảng 51% nhưng kết qủa này cũng là một cơ sở q giá để các nhà quản trị đưa ra những chiến lược phù hợp cho sự phát triển thời gian tớị
Kết luận chương 2
Trong chương 2 đã khái quát thực trạng hoạt động của các ngân hàng TMCP niêm yết trong thời gian qua thơng qua các chỉ tiêu tài chính chủ yếụ Bên cạnh đĩ, cịn cho chúng ta thấy được thực trạng tỷ suất sinh lời của các ngân hàng nàỵ
Trong chương này, tác giả cũng đã thực hiện những nội dung chính về phân tích định lượng như phân tích tương quan, kiểm định tính thích hợp của mơ hình, kiểm định sự tự tương quan, kiểm định đa cộng tuyến và phân tích hồi quỵ Cùng với việc áp dụng phương pháp loại dần các biến cĩ cộng tuyến, khơng cĩ ý nghĩa thống kê,khẳng định cĩ mối quan hệ dài hạn giữa tỷ suất sinh lời ngân hàng với 3 nhân tố là vốn chủ sở hữu, tính thanh khoản và qui mơ tài sản ngân hàng.
Với những kết qủa đạt được ở chương 2, đề tài đã tìm ra mơ hình hồi quy đánh giá các nhân tố ảnh hưởng đến tỷ suất sinh lời của ngân hàng với 3 biến độc lập.
Dựa trên kết qủa nghiên cứu này, tác giả sẽ trình bày những giải pháp tăng cường sự tác động của các nhân tố tích cực nhằm gia tăng tỷ suất sinh lời tại các NHTM nĩi chung và NHTM niêm yết trên thị trường chứng khốn Việt Nam nĩi riêng ở chương 3 sau đâỵ
CHƯƠNG 3: GIẢI PHÁP TĂNG CƯỜNG SỰ TÁC ĐỘNG CỦA CÁC NHÂN TỐ TÍCH CỰC NHẰM GIA TĂNG TỶ SUẤT SINH LỜI TẠI CÁC
NHTM NIÊM YẾT TRÊN TTCK VIỆT NAM
3.1. Định hướng hoạt động của các NHTMCP niêm yết trên TTCK Việt Nam trong thời gian tới trong thời gian tới
Quyết định số 254/QĐ-TTg ngày 01/03/2012 phê duyệt Đề án “Cơ cấu lại hệ thống các tổ chức tín dụng giai đoạn 2011 - 2015” của thủ tướng Chính phủ nhằm phát triển hệ thống các TCTD đa năng, hiện đại, hoạt động an tồn, hiệu quả vững chắc với cấu trúc đa dạng về sở hữu, quy mơ,loại hình cĩ khả năng cạnh tranh hơn. Mục tiêu từ nay đến năm 2015, cần tập trung lành mạnh hĩa tình trạng tài chính và củng cố năng lực hoạt động của các TCTD; cải thiện mức độ an tồn và hiệu quả hoạt động của các TCTD; nâng cao trật tự kỷ cương và nguyên tắc thị trường trong hoạt động ngân hàng; phấn đấu đến cuối năm 2015 hình thành được ít nhất 01 - 02 ngân hàng thương mại cĩ trình độ tương được với các ngân hàng trong khu vực.
Việc cơ cấu lại hệ thống các TCTD và từng TCTD được đánh giá là một quá trình thường xuyên, liên tục nhằm khắc phục những khĩ khăn, yếu kém và chủ động đối phĩ với những thách thức để các TCTD khơng ngừng phát triển một cách an tồn, hiệu quả, vững chắc và đáp ứng tốt hơn yêu cầu phát triển kinh tế - xã hội trong giai đoạn mớị Bên cạnh đĩ, Chính phủ khuyến khích việc sáp nhập, hợp nhất, mua lại các TCTD theo nguyên tắc tự nguyện, bảo đảm quyền lợi của người gửi tiền, các quyền và nghĩa vụ kinh tế của các bên cĩ liên quan theo quy định của pháp luật; khơng để xảy ra đổ vỡ và mất an tồn hoạt động ngân hàng ngồi tầm kiểm sốt của Nhà nước.
Gần đây, Quyết định số 843/QĐ-TTg phê duyệt Đề án “xử lý nợ xấu của hệ thống các tổ chức tín dụng” và Đề án “thành lập cơng ty quản lý tài sản của các tổ chức tín dụng Việt Nam” được Thủ tướng Chính phủ ban hành vào ngày 31 tháng 5 năm 2013. Theo đĩ, mục tiêu của việc xử lý nợ xấu của các tổ chức tín dụng là nhằm tạo điều kiện cho tổ chức tín dụng mở rộng tín dụng với lãi suất hợp lý, gĩp phần tháo gỡ khĩ khăn cho sản xuất kinh doanh, thúc đẩy tăng trưởng kinh tế và ổn định kinh tế vĩ mơ; cải thiện thanh khoản và nâng cao sự an tồn, lành mạnh, hiệu quả hoạt động của các tổ chức tín dụng, thị trường tiền tệ. Phấn đấu đến cuối năm 2015 xử lý được cơ bản số nợ xấu hiện nay, kiểm sốt cĩ hiệu quả và nâng cao chất lượng tín dụng để gĩp phần thực hiện thành cơng mục tiêu của "Đề án Cơ cấu lại hệ thống các tổ chức tín dụng giai đoạn 2011 - 2015" được ban hành theo Quyết định số 254/QĐ-TTg ngày 01 tháng 3 năm 2012 của Thủ tướng Chính phủ. Đồng thời tạo nền tảng cho sự phát triển an tồn, bền vững của hệ thống các tổ chức tín dụng đến năm 2020, đáp ứng tốt hơn nhu cầu ngày càng tăng về vốn và dịch vụ ngân hàng cho phát triển kinh tế - xã hội
3.2. Giải pháp tăng cường sự tác động của các nhân tố tích cực nhằm gia tăng tỷ suất sinh lời tại các NHTM niêm yết trên TTCK Việt Nam tăng tỷ suất sinh lời tại các NHTM niêm yết trên TTCK Việt Nam
Kết quả nghiên cứu thực nghiệm cho thấy các biến vốn chủ sở hữu, tính thanh khoản và qui mơ đã giải thích được trên 51% biến động của tỷ suất sinh lời các ngân hàng TMCP niêm yết trên thị trường chứng khốn Việt Nam. Ngồi ra, tỷ suất sinh lời của các ngân hàng này cịn bị tác động của những nhân tố khác mà trong phạm vi luận văn này, tác giả khơng nghiên cứụ Dựa trên kết quả nghiên cứu này, kết hợp với nghiên cứu thực trạng trong chương 2, tác giả đưa ra một số giải pháp tăng cường sự tác động tích cực của các nhân tố tích cực