ROA ROE QM RRTD DDHTN CLQT TH_KH CAR ROA 1 ROE 0.3590 1 QM -0.3752 0.3586 1 RRTD -0.0426 -0.0714 0.0476 1 DDHTN 0.2359 0.1935 -0.0273 -0.0194 1 CLQT 0.4259 0.0031 -0.3436 -0.0533 0.2604 1 TH_KH 0.3634 -0.1292 -0.4039 0.4463 -0.0320 0.3218 1 CAR -0.0259 -0.0187 0.0105 -0.1528 0.0059 -0.0437 -0.0911 1 Bảng 2.15 thể hiện mối quan hệ tương quan giữa các biến độc lập được sử dụng trong mơ hình. Các hệ số tương quan khá thấp, khơng có hệ số tương quan nào lớn hơn giá trị 0,5 cho thấy không tồn tại mối tương quan nào mạnh mẽ nào giữa các biến độc lập. Do đó, sơ bộ có thể cho rằng mơ hình sẽ khơng gặp hiện tượng đa cộng tuyến, ta không cần loại bỏ trước khi ước lượng mơ hình hồi quy.
2.6. Kết quả ước lượng mơ hình nghiên cứu
Sau khi ước lượng mơ hình Fixed Effects và Radom Effects, để lựa chọn mơ hình phù hợp, kiểm định Hausman đã được sử dụng. Kết quả cho thấy trường hợp biến phụ thuộc là ROA theo mơ hình Random Effects và ROE mơ hình Fixed Effects phù hợp hơn để giải thích mối quan hệ giữa các biến độc lập ROA, ROE với giá trị Pro. Giá trị kiểm định Hausman lần lượt là 0.3535 và 0.000. Bên cạnh đó hệ số R2 điều chỉnh của mơ hình Fixed Effects lớn hơn mơ hình Random Effects (xem các phụ lục 4, 5, 6, 7). Kết quả ước lượng mơ hình thể hiện ở bảng 2.16
Bảng 2.16 Kết quả kiểm định Hausman
Mơ hình Chi-Sq.
Statistic Chi-Sq. d. f Prob. Lựa chọn (I) Biến phụ thuộc ROA 6.659 6 0.3535 Random Effects
(II) Biến phụ thuộc ROE 29.493 6 0.0000 Fixed Effects
Bảng 2.17: Kết quả ước lượng mơ hình Random Effects với biến ROA và Fixed Effects với biến ROE.
Biến độc lập
Biến phụ thuộc ROA (I) Biến phụ thuộc ROE (II) Hệ số t-Statistic Hệ số t-Statistic C 0.028412 2.241690 0.2559 2.1032 QM -0.001754 -1.986486 -0.0092 -1.0825 RRTD -0.005734 -1.950652 -0.0388 -1.4668 DDHTN 0.024302 4.938120 0.1503 3.6358 CLQT 0.016275 3.040945 -0.0419 -0.8972 TH_KH 0.008456 4.034047 -0.0141 -0.7701 CAR -0.008743 -0.544039 -0.0452 -0.3446 Kiểm định F 19.04729 6.1311
R2 30.6980 % 55.7489%
R2 điều chỉnh 29.0863 % 46.6546%
Durbin –
Watson 1.703544
1.7731
2.6.1 Đánh giá mức độ phù hợp của mơ hình hồi quy.
2.6.1.1 Biến phụ thuộc ROA (I) – đầu tiên đề tài nhận thấy các hệ số hồi quy như:
QM, RRTD, CAR mang dấu âm và QM, RRTD có ý nghĩa thống kê ở độ tin cậy 90%, riêng đối với biến CAR khơng có ý nghĩa thống kê; Các biến DDHTN, CLQT, TH_KH mang dấu dương, và có ý nghĩa thống kê ở mức 1%. Và cuối cùng đề tài sử dụng R2 để xác định độ phù hợp của mơ hình hồi quy, kết quả cho thấy các biến trong mơ hình đã giải thích được 30.69% các yếu tố tác động lên hiệu quả sinh lời của ROA. Trong khi đó giá trị P-Value, F-Statictis rất thấp, Giá trị d của Durbin – Watson nằm trong ngưỡng an toàn (1.5 < 1.703544 < 2.5) và R2 điều chỉnh khác 0 nên mơ hình hồi quy có ý nghĩa cao.
Mặt khác khi xét hệ số CAR trong mơ hình, mức ý nghĩa thống kê rất thấp trong cả mơ hình hồi quy bình thường, tác động cố định, tác động ngẫu nhiên. Do đó, nghiên cứu tiến hành loại bỏ biến CAR ra khỏi mơ hình, lúc này hệ số R2 thay đổi không đáng kể. Đối với RRTD thì có ý nghĩa thống kê ở mức 90%, nên giữ lại trong mơ hình.
Ngồi sự đánh giá phù hợp của mơ hình, đề tài sẽ tiến hành kiểm định Wald đối với những biến có hệ số hồi quy khác 0, khơng có ý nghĩa thống kê ở độ tin cậy 90%, cụ thể là các biến QM, RRTD để xem những biến này có thật sự cần thiết đưa vào mơ hình hay không.
Bảng 2.18. Kết quả kiểm định Wald đối với biến QM, RRTD trong mơ hình ROA.
Test Statistic Value Df Probability
Chi-square 9.450157 2 0.0089
Theo bảng 2.6 cho thấy F = 4.725079 có giá trị thống kê P-Value = 0.0096 với độ tin cậy 95%, ta chưa đủ cơ sở để bác bỏ giả thuyết Ho rằng hệ số hồi quy của biến QM, RRTD khác 0 khơng có ý nghĩa. Nói cách khác các biến QM, RRTD có tác động đến hiệu quả hoạt động của các ngân hàng thương mại Việt Nam và cần thiết đưa vào mơ hình nghiên cứu.
2.6.1.2 Biến phụ thuộc ROE (II) – Đầu tiên các biến QM, RRTD, CLQT, TH_KH,
CAR mang dấu âm và khơng có ý nghĩa thống kê độ tin cậy 90%, 80% và 70%; chỉ có một biến mang dấu dương là DDHTN có mức ý nghĩa 1%. Và cuối cùng đề tài sử dụng R2 để xác định độ phù hợp của mơ hình hồi quy, kết quả cho thấy các biến trong mơ hình đã giải thích được 55% các yếu tố tác động lên hiệu quả sinh lời của ROE. Trong khi đó giá trị P-Value, F-Statictis rất thấp, Giá trị d của Durbin – Watson nằm trong ngưỡng an toàn (1,5 < 1,77 <2,5) và R2 điều chỉnh khác 0 nên mơ hình hồi quy có ý nghĩa cao.
Ngồi sự đánh giá phù hợp của mơ hình, đề tài sẽ tiến hành kiểm định Wald đối với những biến có hệ số hồi quy khác 0, khơng có ý nghĩa thơng kê ở độ tin cậy 90%, cụ thể là các biến QM, RRTD, CLQT, TH_KH, CAR để xem những biến này có thật sự cần thiết đưa vào mơ hình hay khơng.
Bảng 2.19 kết quả kiểm định Wald các biến độc lập QM, RRTD, CLQT, TH_KH, CAR trong mơ hình ROE.
Test Statistic Value Df Probability
F-statistic 1.132993 (5, 219) 0.3438
Chi-square 5.664963 5 0.3402
Theo bảng kết quả trên cho thấy F = 1,13; có giá trị thống kê P-Value = 0.3438 với độ tin cậy 90%, ta có thể bác bỏ giả thuyết Ho rằng hệ số hồi quy của biến QM, RRTD, CAR khác 0 khơng có ý nghĩa. Nói cách khác các biến trên không tác động đến hiệu quả hoạt động của các ngân hàng thương mại Việt Nam, nên biến này không cần thiết đưa vào mơ hình nghiên cứu. Chỉ có một biến tác động lên ROE đó là DDHTN, nên mức độ phù hợp với thực tiễn khơng cao.
Tóm lại, khi chạy mơ hình hồi quy tác động thường, cố định, ngẫu nhiên thì mơ hình tác động tốt nhất là mơ hình tác động ngẫu nhiên với biến phụ thuộc là ROA. Do
đó, mơ hình tốt nhất được chọn để giải thích các yếu tố tác động lên hiệu quả hoạt động của các ngân hàng TMCP Việt Nam có biến phụ thuộc là ROA, với các biến độc lập lần lượt là QM, RRTD, DDHTN, CLQT, TH_KH.
Dependent Variable: ROA
Method: Panel EGLS (Cross-section random effects) Date: 10/06/13 Time: 11:44
Sample: 2005 2012 Periods included: 8
Cross-sections included: 40
Total panel (unbalanced) observations: 265
Swamy and Arora estimator of component variances
Variable Coefficient Std. Error t-Statistic Prob.
C 0.027678 0.012556 2.204322 0.0284 QM -0.001763 0.000880 -2.003383 0.0462 RRTD -0.005626 0.002924 -1.923960 0.0555 DDHTN 0.024269 0.004912 4.940651 0.0000 CLQT 0.016193 0.005336 3.034342 0.0027 TH_KH 0.008480 0.002091 4.054959 0.0001 Effects Specification
R-squared 0.306233 Mean dependent var 0.005612 Adjusted R-squared 0.292840 S.D. dependent var 0.006527 S.E. of regression 0.005436 Sum squared resid 0.007654 F-statistic 22.86482 Durbin-Watson stat 1.703431 Prob(F-statistic) 0.000000
2.6.2.Phân tích ý nghĩa của các hệ số hồi quy.
QM – Quy mơ ngân hàng.
Quy mơ ngân hàng có mối quan hệ ngược chiều với hiệu quả hoạt động của các NHTMCP Việt Nam, và khơng có ý nghĩa thống kê tại mức ý nghĩa 5%, tuy nhiên nếu xét ở mức ý nghĩa 10% thì có ý nghĩa thống kê và theo kiểm định Wald thì quy mơ ngân hàng lại cần thiết giữ lại trong mơ hình hồi quy.
Mối quan hệ tương quan âm chứng tỏ nếu mở rộng quy mơ hơn nữa thì sẽ làm cho chi phí tăng cao, sự phát triển về trình độ quản lý, nguồn nhân lực không theo kịp sự phát triển của quy mô khiến cho rủi ro ngân hàng tăng cao từ đó làm giảm hiệu quả hoạt động của các ngân hàng.
Thực vậy, ở Việt Nam các ngân hàng có quy mơ lớn như VCB, STB, BIDV, ACB, EIB nhờ vào sức mạnh thị trường mới có thể thu hút được nguồn vốn huy động lớn từ các tập đồn, tổng cơng ty Nhà nước với mức lãi suất thấp, chi phí đầu vào thấp trong điều kiện kinh tế phát triển và lạm phát được kiềm chế ở mức độ vừa phải. Nhưng trong điều kiện suy thoái và lạm phát tăng cao như trong thời gian vừa qua đã làm cho lượng tiền gửi của dân chúng vào các ngân hàng ngày càng ít một cách đáng kể. Các ngân hàng lớn này lại có một lợi thế kinh tế theo quy mơ khi chi phí cố định được phân bổ cho khối lượng giao dịch lớn, tuy nhiên với việc bị giảm sụt lượng tiền gửi như đã phân tích trên thì lúc này lợi thế quy mơ khơng cịn nữa mà chi phí quy mơ ngân hàng sẽ làm ảnh hưởng đến tình hình hoạt động của ngân hàng, làm cho hiệu quả hoạt động giảm sút.
RRTD – Rủi ro tín dụng dùng để đo lường các rủi ro trong hoạt động tín dụng với quan điểm dư nợ cho vay càng cao thì tiềm ẩn càng nhiều rủi ro.
Theo quan điểm các nghiên cứu trước đây cho rằng, rủi ro tín dụng càng lớn thì sẽ tác động nghịch biến lên hiệu quả hoạt động của các ngân hàng. Trong nghiên cứu thực nghiệm này cho thấy kết quả nghiên cứu RRTD với hệ số hồi quy bằng - 0.005626, p = 0.0555 cho phép có thể chấp nhận yếu tố này với độ tin cậy trên 90%. Có nghĩa là rủi ro tín dụng càng cao thì hiệu quả hoạt động của ngân hàng càng thấp, hoàn toàn phù hợp với thực tiễn hiện nay.
DDHTN – đa dạng hóa thu nhập.
Theo quan điểm truyền thống cho rằng đa dạng hóa thu nhập sẽ tác động tích cực đến hiệu quả hoạt động của ngân hàng vì giảm thiểu được các rủi ro thông qua phân tán thu nhập vào các phân khúc thị trường khác nhau. Kết quả nghiên cứu thực nghiệm của mơ hình cho thấy hệ số hồi quy bằng 0.024269, p = 0.0000. Cho phép nghiên cứu có thể chấp nhận yếu tố này mới mức ý nghĩa thống kê 1%. Điều này có nghĩa là đa dạng hóa thu nhập tác động tích cực lên hiệu quả hoạt động của các ngân hàng thương mại và phù hợp với các quan điểm truyền thống.
CLQT – chất lượng quản trị - thu nhập ngoài lãi.
CLQT cũng tác đồng chiều lên ROA với mức ý nghĩa 1%, nghĩa là thu nhập ngồi lãi càng tăng thì hiệu quả hoạt động của ngân hàng cũng càng tăng. Điều này
cho thấy chất lượng quản trị hay thu nhập ngoài lãi sẽ tác động cùng chiều lên hiệu quả hoạt động của các ngân hàng Việt Nam. Kết quả nghiên cứu này khác so với các nghiên cứu trước đây như nghiên cứu của Athanosoglou và cộng sự (2005) ở Hy Lạp, Sufian và Chong (2008) ở Philippines, Sufian (2011) ở Hàn Quốc,…Điều này phù hợp với điều kiện thực tiễn hoạt động của ngành ngân hàng hiện nay, ngân hàng nào đa dạng hóa danh mục đầu tư tránh thì có khả năng tăng được lợi nhuận và qua đó góp phần nâng cao hiệu quả hoạt động kinh doanh của ngân hàng .
TH_KH thanh khoản.
Theo lập luận trong chương một về tính thanh khoản có thể tác động tích cực hoặc tiêu cực lên hiệu quả hoạt động của NHTM. Tác động tiêu cực vì ngân hàng phải đánh đổi giữa lợi nhuận và sự an tồn, các tài sản có tính thanh khoản cao thường có suất sinh lời thấp và ngược lại. Tuy nhiên, cũng có quan điểm cho rằng việc nắm giữ các tài sản có tính thanh khoản cao giúp cho ngân hàng có nhiều cơ hội nắm bắt thời cơ đầu tư. Trong nghiên cứu này đã tìm thấy hệ số hồi quy bằng 0.008480, p = 0.0001 cho phép nghiên cứu có thể chấp nhận biến này với độ tin cậy 99%. Và từ kết quả này có thể kết luật rằng, dư nợ cho vay trên tổng vốn huy động có tác động cùng chiều lên hiệu quả hoạt động của ngân hàng, điều này cũng có nghĩa là biến thanh khoản trong mơ hình sẽ có tác động ngược chiều so với hiệu quả hoạt động của ngân hàng thương mại.
Bảng 2.20 .Tóm tắt kết quả nghiên cứu so với kỳ vọng ban đầu. Ký hiệu Tên biến Dấu kỳ vọng Kết quả nghiên cứu Biến phụ thuộc
ROA Tỷ suất sinh lời trên tổng tài sản
ROE
Tỷ suất sinh lời trên vốn chủ sở hữu
Biến độc lập
QM Quy mô ngân hàng +/- -
CAR Tỷ lệ an tồn vốn +/- Khơng có ý nghĩa
RRTD Rủi ro tín dụng - -
DDHTN Đa dạng hóa thu
nhập +/- +
CLQT Chất lượng quản
trị +/- +
Th_Kh Thanh khoản +/- -
2.7. Kết quả đạt được từ mơ hình nghiên cứu.
Nghiên cứu đã sử dụng số liệu của 40 ngân hàng TMCP Việt Nam từ giai đoạn năm 2005 – 2012, trong đó có nhiều ngân hàng mới thành lập, cũng như một số ngân hàng đã sát nhập, nên số liệu không đầy đủ theo dữ liệu bảng. Nghiên cứu xác định các yếu tố ảnh hưởng lên hiệu quả hoạt động của ngân hàng TMCP Việt Nam bao gồm: Quy mô ngân hàng, rủi ro tín dụng, đa dạng hóa thu nhập, chất lượng quản trị, thanh khoản và hệ số an toàn. Nghiên cứu chỉ tập trung vào các yếu tố tác động bên trong của ngành ngân hàng và chưa xét đến các yếu tố bên ngồi như đã phân tích ở chương
một. Nghiên cứu tìm hiểu trên hai yếu tố biến phụ thuộc là ROA và ROE, kết quả nghiên cứu cho thấy mơ hình thích hợp nhất dựa trên biến phụ thuộc là ROA với phương pháp hồi quy tác động ngẫu nhiên.
Trường hợp hiệu quả hoạt động được đo lường bằng ROA:
Có 04 yếu tố tác động đến hiệu quả hoạt động của các ngân hàng TMCP Việt Nam giai đoạn từ năm 2005 đến năm 2012. Bằng chứng về sự ảnh hưởng của các yếu tố còn lại tác động lên hiệu quả hoạt động kinh doanh ngân hàng khơng được tìm thấy. Kết quả nghiên cứu rằng mức độ đa dạng hóa thu nhập càng cao, cơng tác quản trị chi phí càng tốt, thanh khoản càng cao thì hiệu quả hoạt động của ngân hàng càng tốt. Đối với quy mơ càng lớn thì hiệu quả hoạt động ngân hàng bị sụt giảm, mặc dù sự sụt giảm khơng đáng kể. Mơ hình tốn học biểu diễn mối quan hệ như sau:
ROA = 0.027678 - 0.001763*QM - 0.005626*RRTD + 0.024269*DDHTN + 0.016193*CLQT + 0.008480* TH_KH
Mơ hình với các biến trên giải thích được 30,62% các yếu tố tác động đến hiệu quả hoạt động của ngân hàng, đối với biến phụ thuộc là ROA.
Trường hợp hiệu quả hoạt động đo lường bằng ROE.
Có một yếu tố tác động lên hiệu quả hoạt động của ngân hàng đó là yếu tố DDHTN, với một biến này đã giải thích được 54,4% các yếu tố tác động đến hiệu quả sinh lời của ROE. Kết quả nghiên cứu chỉ ra rằng mức độ đa dạng hóa thu nhập càng cao thì hiệu quả hoạt động ngân hàng càng lớn. Mơ hình tốn học biểu diễn mối quan hệ trên như sau:
ROE = 0.090845 + 0.143182 * DDHTN
Tổng hợp lại, trong 6 yếu tố được xem xét thì có 01 yếu tố khơng tìm thấy bằng chứng tác động đến hiệu quả hoạt động của ngân hàng và 05 yếu tố tác động đến hiệu quả hoạt động (ROA) của ngân hàng là quy mơ, rủi ro tín dụng, đa dạng hóa thu nhập, thanh khoản và chất lượng quản trị.
Quy mô ảnh hưởng đến hiệu quả hoạt động của ngân hàng nhưng tác động của yếu tố này không mạnh. Các ngân hàng khi mở rộng quy mô cần cân nhắc đến nguồn nhân lực, đến trình độ và năng lực quản lý của mình để tránh tình trạng chỉ tập trung
mạng lưới hoạt động, tăng số lượng các chi nhánh, phòng giao dịch trong khi nguồn lực chưa đáp ứng được yêu cầu, dễ dẫn đến rủi ro cho ngân hàng và ở đây được biểu hiện bằng mối quan hệ nghịch biến.