2.3.1. Mô tả dữ liệu phân tích
2.3.1.5. Mô tả dữ liệu bằng cách sử dụng ma trận tương quan
Kết quả mô tả dữ liệu bằng ma trận tương quan của các biến trong mơ hình SCA (mơ hình cơ bản) sẽ giúp cung cấp một cái nhìn sâu hơn về các mối liên hệ, tác động qua lại giữa các biến trong mơ hình. Về cơ bản, việc phân tích này cho thấy một mối quan hệ tuyến tính từng phần giữa các biến (phụ thuộc và độc lập) trong mơ hình nghiên cứu. Xem xét ma trận hệ số tương quan từng phần, một số nhận xét được rút ra như sau:
Tương quan giữa hai biến phụ thuộc Y1 và Y2 là rất cao (hệ số tương quan là 0,99) và có ý nghĩa thống kê. Điều này cho phép một kết quả tương tự khi phân tích các nhân tố tác động lên “Lợi nhuận trước thuế” và “Lợi nhuận sau thuế” của SCB.
Việc chuẩn hóa biến được đề cập trong Chương 1 đã giúp khắc phục hiện tượng đa cộng tuyến tồn tại do bản chất cố hữu của các biến trong mơ hình. Do đó, hầu hết các hệ số tương quan giữa các biến là thấp. Tuy nhiên, có một số tương quan đáng kể (có hệ số tương quan từng phần trên 0,5), cụ thể:
Tương quan giữa hai biến A3 và A5 cao (hệ số tương quan là -0,76) và có ý nghĩa thống kê. Điều này cho thấy một mối liên hệ tuyến tính âm, ngược chiều giữa hai khoản mục “Dư nợ cho vay” và “Tài sản có khác”, chủ yếu do đây cùng là hai khoản mục thuộc TSC, nên có quan hệ tăng/giảm thay thế cho nhau. Ngoài ra, tương quan này còn thể hiện được mối quan hệ khá chặt chẽ giữa hai khoản mục này trong hoạt động thực tế của SCB. Như đã trình bày ở phần mơ tả dữ liệu, trong giai đoạn 2010-2011, SCB có thực hiện hạch tốn chuyển một phần lớn dư nợ cho vay thành giá trị các tài sản nhận cấn trừ nợ thơng qua nghiệp vụ mua bán tài sản có kỳ hạn với khách hàng vay; điều này làm cho giá trị khoản mục “Tài sản có khác” tăng lên và diễn biến ngược chiều với khoản mục “Dư nợ cho vay”.
Tương tự, tương quan giữa các cặp biến A3-A4 và A2-A3 cũng ngược chiều và khá đáng kể (hệ số tương quan lần lượt là -0,66 và -0,63), chủ yếu xuất phát từ tính chất thay thế của các khoản mục TSC với nhau.
Xem xét hệ số tương quan giữa các biến thuộc TSN, một mối quan hệ thay thế cũng được tìm thấy khi xét tương quan giữa các cặp biến L1-L3 và L2-L3 (hệ số tương quan lần lượt là -0,72 và -0,89). Tương quan này được giải thích thơng qua thực trạng hoạt động nguồn vốn của SCB trong giai đoạn nghiên cứu: Một sự tăng lên trong giá trị “Tiền gửi khách hàng” sẽ là cơ sở để SCB thực hiện cơ cấu lại
nguồn vốn huy động bằng cách trả bớt nợ vay NHNN và huy động từ thị trường liên ngân hàng.
Bảng 2.10: Ma trận tương quan từng phần giữa các biến trong mơ hình SCA (cơ bản)
Correlation Y1 Y2 A1 A2 A3 A4 A5 L1 L2 L3 L4 Y1 1.00 Y2 0.99 1.00 A1 -0.17 -0.16 1.00 A2 0.10 0.09 -0.22 1.00 A3 0.20 0.18 0.07 -0.63 1.00 A4 0.24 0.24 -0.26 0.61 -0.66 1.00 A5 -0.43 -0.40 -0.14 0.13 -0.76 0.13 1.00 L1 -0.09 -0.06 -0.08 -0.01 -0.07 -0.15 0.22 1.00 L2 -0.40 -0.41 -0.24 -0.31 0.22 -0.44 0.17 0.43 1.00 L3 0.18 0.17 0.29 0.28 -0.29 0.40 -0.05 -0.72 -0.89 1.00 L4 0.46 0.44 0.01 -0.16 0.55 -0.33 -0.52 -0.09 -0.07 -0.07 1.00 2.3.1.6. Tính dừng của dữ liệu
Một khái niệm quan trọng trong phân tích các mơ hình có sử dụng biến dạng chuỗi thời gian là tính dừng của dữ liệu. Một chuỗi thời gian “dừng” có đặc điểm sau:
- Dữ liệu dao động xung quanh một giá trị trung bình cố định trong dài hạn. - Dữ liệu có giá trị phương sai xác định không thay đổi theo thời gian.
- Dữ liệu có một giản đồ tự tương quan với các hệ số tự tương quan sẽ giảm dần khu độ trễ tăng lên.
Việc nghiên cứu tính dừng của dữ liệu trong nghiên cứu chuỗi thời gian là rất quan trọng. Bởi vì nếu một chuỗi thời gian khơng dừng, chúng ta chỉ có thể xem xét hành vi của nó trong khoảng thời gian hạn hữu, khơng có được cái nhìn tồn diện và khơng có khả năng khái quát cho một giai đoạn dài hơn. Bên cạnh đó, việc thực hiện mơ hình hồi quy như SCA cho một chuỗi dữ liệu thời gian không dừng sẽ tạo nên một kết quả hồi quy giả mạo, khơng có ý nghĩa thực tiễn.
Việc kiểm định tính dừng của dữ liệu có thể được thực hiện thông qua phương pháp đồ thị, giản đồ tự tương quan (Autocorrelation histogram) hoặc phương pháp kiểm định nghiệm đơn vị (The Unit Root Test). Tuy nhiên, do có tính học thuật và chuyên nghiệp cao hơn nên việc kiểm định tính dừng của dữ liệu nghiên cứu sẽ được thực hiện bằng phương pháp kiểm định nghiệm đơn vị.
Việc kiểm định tính dừng của dữ liệu được thực hiện thông qua phương pháp kiểm định nghiệm đơn vị áp dụng đối với từng chuỗi biến. Với kết quả kiểm định ADF (Augmented Dickey - Fuller Test) được trình bày dưới đây, một số nhận xét có thể được rút ra như sau:14
Hầu hết các chuỗi thời gian của các biến trong mơ hình đều có tính dừng (ở sai phân bậc 1, khơng có hệ số chặn và yếu tố xu thế). Do đó, việc phân tích hồi quy với các biến này sẽ có ý nghĩa thống kê và khơng dẫn đến hiện tượng hồi quy giả mạo.
Chuỗi thời gian của biến “Tiền mặt và tiền gửi tại NHNN” không dừng ở sai phân bậc 1. Điều này được giải thích thơng qua tính chất của các khoản tiền gửi tại NHNN. Theo đó, tiền gửi tại NHNN của SCB chủ yếu với mục đích đảm bảo dự trữ bắt buộc và sẽ có xu hướng tăng tuyến tính theo mức tăng của quy mô huy động vốn. Chính vì vậy, nó là một chuỗi xu thế và khơng mang tính dừng.
Chuỗi thời gian của biến “Vay NHNN” cũng cho ra kết quả chấp nhận đối
với giả thiết “có nghiệm đơn vị”, tức là chuỗi khơng dừng. Điều này được giải thích thơng qua thực tế hoạt động vay - trả các khoản vay từ NHNN. Theo đó, việc vay - trả NHNN không phải được thực hiện một cách ngẫu nhiên mà phải theo một lộ trình nhất định; vì vậy số dư vay NHNN sẽ không diễn biến theo một bước ngẫu
nhiên mà sẽ diễn biến theo một xu hướng nhất định (tăng dần hoặc giảm dần). Do đó, nó là một chuỗi xu thế và khơng dừng.
Tuy nhiên, tiếp tục thực hiện kiểm định nghiệm đơn vị cho sai phân bậc 2 thì hai biến trên đều cho kết quả: chuỗi dừng. Chính vì vậy, việc sử dụng hai biến trên trong phân tích hồi quy là hồn tồn có thể chấp nhận được.
Bảng 2.11: Kết quả kiểm định nghiệm đơn vị ADF 15
Biến t-Statistic
LN trước thuế -5.91 ***
LN sau thuế -6.54 ***
Tài sản có
Tiền mặt và tiền gửi tại NHNN -1.50
Tiền gửi/cho vay liên ngân hàng -8.21 ***
Dư nợ cho vay -5.03 ***
Đầu tư -6.49 ***
Tài sản có khác -6.12 ***
Tài sản nợ
Vay NHNN 0.60
Nhận gửi/ vay liên ngân hàng -4.11 ***
Tiền gửi khách hàng -3.00 **
Tài sản nợ khác -8.43 ***
Các biến thuộc mơ hình mở rộng
Chênh lệch Cho vay - Huy động -4.30 ***
Lạm phát -8.27 ***
Tăng trưởng kinh tế -6.71 ***
2.3.2. Kết quả thực nghiệm mơ hình hồi quy SCA 2.3.2.1. Kết quả mơ hình hồi quy SCA cơ bản 2.3.2.1. Kết quả mơ hình hồi quy SCA cơ bản
Thực hiện phương pháp hồi quy bình phương bé nhất (OLS) lần lượt cho hai biến phụ thuộc Y1 và Y2 theo mơ hình cơ bản: Yt = Σαi Ait + Σβj Ljt + εt (đã diễn giải trong Chương 1), kết quả thu được như sau: 16
15 Kiểm định được thực hiện ở sai phân bậc 1, không bao gồm hệ số chặn và yếu tố xu hướng. *: p < 0.05; **: p < 0.01; ***: p < 0.001. Ý nghĩa: Bác bỏ giả thuyết H0, tức là chuỗi dừng.
Bảng 2.12: Kết quả hồi quy OLS theo mơ hình SCA cơ bản 17 Biến LN trước thuế LN sau thuế Tài sản có
Tiền mặt và tiền gửi tại
NHNN 0.37 * 0.36 *
Tiền gửi/cho vay liên ngân
hàng 0.43 ** 0.39 **
Dư nợ cho vay 0.41 ** 0.37 **
Đầu tư 0.38 *** 0.35 ***
Tài sản có khác 0.39 ** 0.37 **
Tài sản nợ
Vay NHNN -0.38 * -0.35 **
Nhận gửi/vay liên ngân hàng -0.45 *** -0.41 ***
Tiền gửi khách hàng -0.43 ** -0.40 **
Tài sản nợ khác 0.30 0.25
R-squared 0.59 0.61 Adjusted R-squared 0.50 0.52
Một số kết luận rút ra từ kết quả ước lượng hồi quy mơ hình SCA cơ bản như sau: Mức độ phù hợp của mơ hình là 59% (đối với mơ hình biến phụ thuộc Y1) và 61% đối với mơ hình biến phụ thuộc Y2) là tương đối có thể chấp nhận được. Việc đánh giá tính phù hợp của mơ hình cịn được thể hiện thơng qua việc đánh giá mức độ giải thích của các biến độc lập đối với biến phụ thuộc.
Hầu hết các biến độc lập quan trọng đều có ý nghĩa thống kê trong việc giải thích cho biến phụ thuộc - tỷ suất sinh lời trên tài sản (Y1 và Y2).
Có sự khác biệt, nhưng khơng đáng kể khi ước lượng mơ hình với 2 trường hợp biến phụ thuộc là tỷ suất lợi nhuận trên tổng tài sản trước thuế (Y1) và tỷ suất lợi nhuận trên tổng tài sản sau thuế (Y2).
16 Xem Phụ lục 05: Kết quả hồi quy mơ hình cơ bản
17 Mơ hình hồi quy được ước lượng trên cơ sở những biến đã được chuẩn hóa với cách thức đã được nêu trong Chương 1.
*: p < 0.05; **: p < 0.01; ***: p < 0.001. Ý nghĩa: Bác bỏ giả thuyết H0, tức là hệ số hồi quy ứng với biến độc lập có ý nghĩa thống kê.
Kỳ vọng về dấu đạt được đối với hầu hết các biến, riêng biến “Tài sản nợ khác” mang dấu dương, trái với kỳ vọng. Tuy nhiên, ý nghĩa nội dung của biến này không cao nên không ảnh hưởng nhiều đến ý nghĩa thực tiễn của mơ hình.
“Tiền gửi/cho vay liên ngân hàng” và “Dư nợ cho vay” là hai biến có tác
động mạnh nhất đến tỷ suất sinh lời của SCB với hệ số hồi quy thu được lần lượt trong mơ hình là 0,43 và 0,41 đều có ý nghĩa thống kê với độ tin cậy 99%. Điều này có thể được chứng minh thông qua cơ cấu TSC cũng như cơ cấu thu nhập của SCB trong giai đoạn nghiên cứu có sự phụ thuộc rất lớn vào hoạt động tín dụng, đặc biệt là tín dụng đối với khách hàng dân cư và tổ chức kinh tế.
Tuy nhiên, hệ số hồi quy của biến “Tiền gửi/cho vay liên ngân hàng” lớn hơn hệ số hồi quy của biến “Dư nợ cho vay” không hàm chứa rằng hoạt động kinh doanh trên thị trường liên ngân hàng của SCB phát triển hơn hoạt động cho vay. Khi xem xét thêm hệ số hồi quy của biến “Nhận gửi/vay liên ngân hàng” (-0,45), chúng ta có thể thấy, hoạt động kinh doanh trên thị trường liên ngân hàng của SCB không thật sự hiệu quả. Theo đó, hoạt động này tại SCB khơng mang tính chất kinh doanh mà chủ yếu là huy động vốn, các khoản tiền gửi/cho vay đối với các TCTD khác chỉ mang tính chất đối ứng để nhận vốn vay/tiền gửi, nên có mức sinh lời rất thấp.
“Tài sản có khác” và “Đầu tư” cũng có tác động đáng kể lên tỷ suất lợi nhuận
của SCB. Đáng lưu ý là biến “Tài sản có khác” có tác động mạnh hơn biến “Đầu tư” (hệ số hồi quy là 0,39, lớn hơn hệ số hồi quy của biến “Đầu tư”). Điều này trái với nội dung lý thuyết là các TSC khác chủ yếu là những TSC khơng sinh lời, ít có tác động đến tỷ suất sinh lời của ngân hàng. Tuy nhiên, trường hợp của SCB là ngoại lệ. Lý do được đưa ra ở đây là do SCB đã thực hiện hạch toán một số TSC sinh lời vào trong khoản mục TSC khác, cụ thể như: giá trị tài sản nhận cấn trừ nợ (giá trị trên 3.000 tỷ đồng và vẫn thực hiện dự thu phí hàng tháng thơng qua hình thức phí chuyển nhượng tài sản có kỳ hạn), giá trị ứng trước VND để mua vàng có kỳ hạn với các công ty kinh doanh vàng bạc đá quý (giá trị trên 6.000 tỷ đồng và thực hiện ghi nhận thu nhận theo phương pháp phân bổ phí phạt vi phạm hợp đồng). Thực chất, đây là những khoản cấp tín dụng cho khách hàng bị biến tướng và vẫn phát sinh thu nhập
cho ngân hàng, chính vì vậy nó đã đem đến một tác động dương có ý nghĩa đối với việc giải thích tỷ suất sinh lời của SCB trong giai đoạn nghiên cứu.
Hai nguồn vốn có chi phí biên cao nhất thuộc về tiền gửi khách hàng và các khoản huy động trên thị trường liên ngân hàng (hai biến L2 và L3 có hệ số hồi quy cao nhất). Kết quả này phù hợp với kỳ vọng và thực tế về chi phí vốn của SCB trong giai đoạn nghiên cứu. Trong đó, đáng chú ý là chi phí biên của các khoản huy động liên ngân hàng có vẻ cao hơn so với chi phí huy động từ dân cư và tổ chức kinh tế (|-0,45| > |-0,43|). Điều này giải thích một cách tương đối cho thực trạng về lãi suất huy động của SCB trong giai đoạn 2010-2011: đây là giai đoạn tồn ngành ngân hàng nói chung và SCB đang trong giai đoạn thiếu hụt thanh khoản nghiêm trọng, rủi ro đổ vỡ có nguy cơ xảy ra rất cao; vì vậy, trong giai đoạn này, có lúc SCB đã phải nhận những khoản gửi liên ngân hàng với lãi suất lên đến 20-25%/năm (tính ln chi phí cơ hội của các khoản gửi/vay đối ứng), gấp 1,5 lần so với lãi suất huy động thực từ khách hàng dân cư và tổ chức kinh tế.
Thực hiện đánh giá khả năng sinh lời của SCB trên thị trường bán lẻ (cho vay và huy động từ dân cư và tổ chức kinh tế) với thị trường bán sỉ (cho vay và huy động trên thị trường liên ngân hàng), có thể thấy rằng cả hai hoạt động trên của SCB đều không đạt hiệu quả như mong đợi. Điều này được thể hiện thông qua tỷ suất lợi nhuận biên của hoạt động kinh doanh trên cả hai thị trường đều là số âm (xấp xỉ -0,2). Kết quả này hoàn toàn phù hợp với kết quả đánh giá theo mơ hình CAMELS cho rằng khả năng sinh lời của danh mục tài sản SCB còn thấp. Trong đó, hoạt động cho vay kém hiệu quả chủ yếu do chất lượng tín dụng thấp, thu nhập giảm do thối thu lãi cho vay và chi phí trích lập dự phịng tăng cao; hoạt động kinh doanh trên thị trường liên ngân hàng chủ yếu là huy động và gánh chịu chi phí lãi cao nên cũng kém hiệu quả.
2.3.2.2. Kết quả mơ hình hồi quy SCA mở rộng - Chênh lệch cho vay-huy động
Việc phân tích mơ hình hồi quy SCA cơ bản đã cung cấp một cái nhìn tổng quát về mức độ tác động của từng biến giải thích lên tỷ suất lợi nhuận của SCB, đồng thời giúp đánh giá mức độ hiệu quả (xét trên khía cạnh khả năng sinh lời) trên
thị trường bán sỉ và thị trường bán lẻ. Tuy nhiên, việc phân tích tác động của các khía cạnh khác, chẳng hạn như rủi ro thanh khoản, yêu cầu việc phân tích phải mở rộng mơ hình cơ bản bằng cách thêm vào các biến giải thích khác.
Bonfim và Kim (2011) đã đưa ra hai cách đo lường và đánh giá rủi ro thanh khoản: - Một là, sử dụng tỷ lệ cho vay trên huy động (đo gián tiếp) hoặc mức
chênh lệch cho vay trừ huy động (đo trực tiếp) để phản ánh mức độ và quy mô của rủi ro thanh khoản.
- Hai là, sử dụng tỷ trọng huy động liên ngân hàng dài hạn để đo lường
mức độ phụ thuộc vào thị trường liên ngân hàng. Mức độ phụ thuộc càng lớn, rủi ro thanh khoản càng cao và ngược lại.