Để kiểm tra sự ảnh hưởng của các nhân tố nội tại và các nhân tố vĩ mơ đến sự an tồn vốn của các Ngân hàng thương mại cổ phần Việt Nam, tác giả đã dựa vào luận văn của Olarewaju và Akande (2016) để xây dựng mơ hình như sau:
����,�= 0 + 1. �����,�+ 2. ����,�+ 3. ����,�+ 4. ���,� +
mơ hình với bằng cách phương pháp hồi quy Pooled OLS, Hiệu ứng cố định FEM, Hiệu ứng ngẫu nhiên REM. Và như đã trình bày do trong q trình hồi quy, mơ hình có xảy ra các hiện tượng tự tương quan bậc nhất và hiện tượng phương sai thay đổi do đó để khắc phục các hiện tượng này, tác giả đã tiến hành ước lượng mơ hình theo phương pháp hồi quy bình phương bé nhất tổng quát thực hành FGLS.
quy bằng phần mềm Stata.
Bảng 4.8: Kết quả hồi quy
ETA
Pooled OLS FEM REM FGLS
(1) (2) (3) (4) SIZE -0.0129*** -0.0374*** -0.0191*** -0.00962*** (7.92) (-7.14) (-6.49) (-5.77) ROA 7.618*** 6.820*** 7.086*** 6.592*** (17.22) (18.40) (18.93) (25.99) ROE -0.566*** -0.491*** -0.516*** -0.517*** (-11.93) (-12.91) (-13.36) (-20.40) CR 0.0209 -0.0296 -0.0502 0.00746 (0.41) (-0.64) (-1.10) (0.28) DEP 0.0653*** 0.0227 0.0482*** 0.0304*** (4.22) (1.27) (2.90) (2.72) LIQ 0.0385*** 0.0145* 0.0160* 0.00923 (3.96) (1.69) (1.84) (1.55) INF 0.000697 0.000693 0.001110* -0.000126 (0.89) (1.22) (1.93) (-0.34)
(-1.76) (2.81) (-0.30) (-1.07) Constant 0.663*** 0.811*** 0.691*** 0.470***
(4.60) (7.90) (6.74) (5.31)
N 180 180 180 180
Trong đó: *** tương đương với mức ý nghĩa 1%, ** tương đương với mức ý nghĩa 5%, * tương đương với mức ý nghĩa 10%.
Từ bảng kết quả được trình bày ở bảng 4.8, tác giả nhận thấy rằng quy mơ của tổng tài sản có tác động làm giảm tỷ lệ an toàn vốn của các ngân hàng thương mại cổ phần Việt Nam xuống. Thông qua cả bốn phương pháp ước lượng, hệ số tương quan giữa quy mô và tỷ lệ an tồn vốn ln có giá trị âm với mức ý nghĩa thống kê 1%. Điều này cho thấy trong giai đoạn từ năm 2012 – 2020, khi nghiên cứu ở thị trường Việt Nam tác giả nhận thấy rằng tỷ lệ an toàn vốn của các ngân hàng thương mại cổ phần ở Việt Nam bị tác động bởi quy mơ theo đó khi quy mơ tăng lên sẽ tác động làm giảm tỷ lệ an toàn vốn của các ngân hàng xuống. Kết quả này cũng tương tự giống như các kết quả trước đây của các tác giả như Reynolds và các cộng sự (2000), Yu (2000), Dreca (2013) khi nghiên cứu về mối quan hệ giữa quy mô và an tồn vốn của các ngân hàng. Điều này có thể được giải thích là do các ngân hàng lớn thường sẽ rất tự tin trong việc cho vay và chính vì thế mà các ngân hàng này thường có xu hướng cho vay lớn hơn so với các ngân hàng nhỏ. Không những vậy, với lợi thế kinh tế về quy mô, các ngân hàng lớn thường được đánh giá sẽ có ít rủi ro hơn so với các ngân hàng nhỏ và do đó những ngân hàng này thường dễ dàng có thể huy động được các nguồn vốn cho các hoạt động của mình trong khi các ngân hàng nhỏ lại gặp nhiều khó khăn hơn trong việc huy động vốn. Chính vì thế mà ở những ngân hàng có quy mơ nhỏ thường cho vay ít
quy mơ lớn.
Bên cạnh đó, tác giả cũng nhận thấy rằng tỷ suất sinh lợi trên tổng tài sản cũng có tác động đến tỷ lệ an tồn vốn của các ngân hàng, Bảng 4.8 cho thấy khi thực hiện hồi quy bằng cả bốn phương pháp thì hệ số tương quan giữa biến ROA với biến ETA luôn nhận giá trị dương với mức ý nghĩa thống kê cao. Hàm ý rằng, khi tỷ suất sinh lợi trên tổng tài sản của các ngân hàng tăng lên sẽ góp phần làm gia tăng tỷ lệ an toàn vốn. Kết quả này khá phù hợp vì tỷ suất sinh lợi trên tổng tài sản ROA của các ngân hàng có xu hướng cho thấy hiệu quả hoạt động và các tài sản mà ngân hàng đang đầu tư đang tạo ra lợi nhuận tốt do đó cũng kéo theo tỷ lệ an tồn vốn của các ngân hàng tăng lên. Kết quả là khá tương đồng với các nghiên cứu trước đây của các tác giả Ahmet và cộng sự (2011), Mohammed và cộng sự (2013), Leila và cộng sự (2014). Mặt khác, qua kết quả hồi quy tác giả cũng nhận thấy rằng có sự khác biệt về mối quan hệ tương quan với tỷ lệ an toàn vốn giữa ROA và ROE. Kết quả từ bảng 4.8 đã cho thấy hệ số tương quan giữa ROE và ETA luôn nhận giá trị âm và có ý nghĩa thống kê cao với mức ý nghĩa 1%. Hàm ý rằng, tỷ suất lợi trên vốn chủ sở hữu lại có tác động làm giảm tỷ lệ an toàn vốn của các ngân hàng xuống. Kết quả này là khá tương đồng với kết quả của Ahmet và cộng sự (2011) tuy nhiên lại trái ngược với các kết quả đạt được của Dreca (2013), Leila và cộng sự (2014). Kết quả này cho thấy các ngân hàng niêm yết trên thị trường chứng khốn Việt Nam khi có tỷ suất sinh lợi trên vốn chủ sở hữu ROE, ROA tăng lên thì sẽ khuyến khích các ngân hàng có xu hướng đầu tư nhiều hơn vào các tài sản có rủi ro hoặc gia tăng việc tăng trưởng tín dụng nhằm tìm kiếm lợi nhuận và vơ tình việc mở rộng tăng trưởng tín dụng q mức cũng như đầu tư vào các tài sản có rủi ro sẽ đem lại nhiều rủi ro hơn cho các ngân hàng và kéo theo hệ quả là tỷ lệ an toàn vốn cũng giảm xuống.
Bên cạnh đó khi xem xét mối quan hệ giữa tỷ lệ tiền gửi của khách hàng (DEP) với tỷ lệ an toàn vốn, kết quả hồi quy cho thấy giữa tỷ lệ tiền gửi (DEP) và tỷ lệ an tồn vốn (ETA) có mối quan hệ tương quan dương với nhau với ý
có tác động làm gia tăng tỷ lệ an toàn vốn của các ngân hàng niêm yết trên thị trường chứng khoán Việt Nam.
Qua kết quả hồi quy từ bảng 4.8, tác giả cũng nhận thấy rằng trong giai đoạn nghiên cứu từ năm 2012 – 2020 vẫn chưa có đủ cở sở để có thể khẳng định rủi ro tín dụng (CR) và tính thanh khoản (LIQ) có tác động đến tỷ lệ an tồn vốn của các ngân hàng niêm yết trên thị trường chứng khoán Việt Nam. Đồng thời khi xem xét các yếu tố vĩ mô, tác giả cũng nhận thấy rằng lạm phát hầu như khơng có tác động đến tỷ lệ an toàn vốn của các ngân hàng và kết quả hồi quy cho thấy vẫn chưa đủ cơ sở để chắc chắn rằng tăng trưởng kinh tế có ảnh hưởng tới tỷ lệ an toàn vốn của các ngân hàng niêm yết trên thị trường chứng khoán Việt Nam.
Bảng 4.9: Bảng so sánh kết quả hồi quy với giả thuyết kỳ vọng
Tên biến Ký hiệu Dấu kỳ vọng Kết quả hồi quy
Quy mô ngân hàng SIZE - -
Tỷ suất sinh lợi trên
tổng tài sản (ROA) ROA + +
Tỷ suất sinh lợi trên
vốn cổ phần (ROE) ROE - -
Rủi ro tín dụng CR - Khơng có tác động
Tỷ lệ tiền gửi khách
hàng DEP + +
Tăng trưởng kinh tế L.GDP - Khơng có tác động
5.1 Kết luận
Khi thực thi CPTPP, Việt Nam cần thực hiện các cam kết trong lĩnh vực tài chính, ngân hàng; trong đó, có quy định cho phép các nhà đầu tư, ngân hàng nước ngoài mua cổ phần của các tổ chức tài chính, tín dụng trong nước. Đồng thời, các ngân hàng niêm yết trên thị trường chứng khoán Việt Nam có thể tiếp cận với nguồn vốn quốc tế thông qua việc phát hành cổ phiếu cho các đối tác chiến lược và ngân hàng nước ngoài. Trước khi tham gia CPTPP, một số ngân hàng ở Việt Nam như Vietcombank, Vietinbank, Techcombank, BIDV có tỷ lệ sở hữu của nhà đầu tư nước ngoài chiếm từ 15% trở lên. Sau khi Hiệp định được thực thi, Việt Nam có thể kỳ vọng dịng vốn đầu tư nước ngồi vào lĩnh vực tài chính, ngân hàng tăng cao hơn nữa, giúp cho thị trường trong nước tiếp cận nguồn lực tài chính dồi dào hơn để mở rộng phạm vi và nâng cao chất lượng hoạt động, từ đó nâng cao tỷ lệ an vốn cho các ngân hàng niêm yết trên thị trường chứng khoán Việt Nam.
Với mục tiêu nghiên cứu về tác động của các nhân tố vĩ mô bao gồm tăng trưởng kinh tế và lạm phát cũng như các nhân tố nội tại như tỷ suất sinh lợi trên tổng tài sản, rủi ro tín dụng, tính thanh khoản, tỷ lệ tiền gửi của khách hàng, quy mô, tỷ suất sinh lợi trên vốn chủ sở hữu đến tỷ lệ an toàn vốn của các ngân hàng niêm yết trên thị trường chứng khoán Việt Nam, tác giả đã dựa vào bộ dữ liệu được thu thập theo năm của các ngân hàng đang được niêm yết trên sàn giao dịch chứng khoán Việt Nam trong giai đoạn từ năm 2012 – 2020 cũng như các dữ liệu về kinh tế vĩ mô được công bố trên cổng thơng tin của World Bank. Qua q trình thực hiện hồi quy, kết quả luận văn đã giúp tác giả trả lời được các câu hỏi nghiên cứu của đề tài.
Thứ nhất, luận văn này đã giúp tác giả tìm thấy bằng chứng cho thấy trong
nhóm các nhân tố nội tại của ngân hàng thì chỉ có các nhân tố như quy mơ, tỷ suất sinh lợi trên tổng tài sản, tỷ suất sinh lợi trên vốn chủ sở hữu và tỷ lệ tiền gửi là
thấy các yếu tố như quy mô và tỷ suất sinh lợi trên vốn chủ sở hữu có tác động làm giảm tỷ lệ an toàn vốn của các ngân hàng niêm yết trên thị trường chứng khốn Việt Nam xuống. Trong khi đó, các yếu tố như tỷ lệ tiền gửi của khách hàng và tỷ suất sinh lợi trên tổng tài sản lại có tác động làm gia tăng tỷ lệ an tồn vốn của các ngân hàng. Mặt khác, luận văn cũng chưa tìm thấy bằng chứng cho thấy tính thanh khoản cũng như rủi ro tín dụng có ảnh hưởng lên tỷ lệ an toàn vốn của các ngân hàng niêm yết trên thị trường chứng khoán Việt Nam.
Thứ hai, khi xem xét ảnh hưởng của nhóm các nhân tố vĩ mơ bao gồm tăng
trưởng kinh tế và tỷ lệ lạm phát đến tỷ lệ an toàn vốn của các ngân hàng, tác giả nhận thấy rằng vẫn chưa có đủ cơ sở để có thể kết luận rẳng các nhân tố vĩ mô bao gồm tăng trưởng kinh tế và tỷ lệ lạm phát có ảnh hưởng đên tỷ lệ an tồn vốn của các ngân hàng niêm yết trên thị trường chứng khoán Việt Nam trong giai đoạn từ năm 2012 – 2020.
5.2 Hàm ý chính sách
Qua nghiên cứu tại thị trường Việt Nam trong giai đoạn từ năm 2012 – 2020, tác giả nhận thấy đối với các ngân hàng niêm yết trên thị trường chứng khốn Việt Nam có tồn tại mối quan hệ tương quan giữa quy mô, tỷ suất sinh lợi trên vốn chủ sở hữu, tỷ lệ tiền gửi của khách hàng, tỷ suất sinh lợi trên tổng tài sản với tỷ lệ an toàn vốn.
Thứ nhất, kết quả nghiên cứu đã cho thấy quy mô của các ngân hàng có
ảnh hưởng tiêu cực và làm giảm tỷ lệ an tồn vốn của các ngân hàng xuống. Do đó, các nhà quản lý, các hoạch định chính sách cần lưu tâm về việc kiểm sốt và giảm sát chặt chẽ q trình mở rộng quy mơ của các ngân hàng đồng thời cần phải có những quy định cụ thể về tỷ lệ vốn tối thiểu để đảm bảo việc mở rộng quy mô của các ngân hàng được tiến hành theo lộ trình nhưng vẫn đảm bảo duy trì hoạt động và mức tỷ lệ an tồn vốn qua đó góp phần đảm bảo tính ổn định cho cả hệ thống ngân hàng.
động làm gia tăng tỷ lệ an toàn vốn của các ngân hàng lên. Do đó, các nhà quản lý cần có nhiều chính sách duy trì nhằm đẩy mạnh việc huy động các nguồn vốn đặc biệt là các nguồn tiền gửi của dân cư, tiền khơng kỳ hạn để từ đó làm gia tăng tỷ lệ tiền gửi của các khách hàng lên từ đó góp phần làm gia tăng tỷ lệ an toàn vốn của ngân hàng lên.
Thứ ba, kết quả nghiên cứu đã cho thấy tỷ suất sinh lợi ROA tăng lên có
tác động làm gia tăng tỷ lệ an toàn vốn của các ngân hàng lên tuy nhiên tỷ suất sinh lợi ROE tăng lên lại có tác động làm giảm tỷ lệ an toàn vốn của các ngân hàng xuống. Do đó, các Nhà quản lý cần cân nhắc giữa các mục tiêu về hiệu quả hoạt động cũng như là các mục tiêu về an tồn vốn trong hoạt động của ngân hàng để có thể đưa ra các chiến lược hoạt động phù hợp và an tồn cho ngân hàng của mình.
5.3 Hạn chế và hướng nghiên cứu tiếp theo của đề tài
5.3.1 Hạn chế của đề tài
Bên cạnh những phát hiện mới được tác giả trình bày ở trên, luận văn vẫn cịn tồn tại một số hạn chế:
Thứ nhất, tác giả nhận thấy rằng có một số hạn chế khách quan về dữ liệu
tại Việt Nam. Một số hạn chế đó đến từ thị trường chứng khốn Việt Nam vẫn còn tồn tại nhiều vấn đề chẳng hạn như trong việc công bố các thông tin. Ngoải ra, dữ liệu của một số các ngân hàng đang được giao dịch trên sàn vẫn còn chưa đầy đủ và liên tục trong giai đoạn nghiên cứu vì thế đã làm giảm số lượng quan sát của mẫu dữ liệu xuống.
Thứ hai, trong luận văn này tác giả vẫn chưa tìm thấy được các bằng chứng
cho thấy rủi ro tín dụng, tính thanh khoản cũng như các yếu tố kinh tế vĩ mô như tăng trưởng kinh tế và lạm phát có tác động đến tỷ lệ an tồn vốn của các ngân hàng.
vĩ mơ là tăng trưởng kinh tế và lạm phát đến ảnh hưởng của tỷ lệ an toàn vốn của các ngân hàng. Ngoài những hai nhân tố trên thì nhóm các nhân tố kinh tế vĩ mơ cịn có về cung tiền, tỷ giá hối đối, … vẫn chưa được xem xét đến.
5.3.2 Hướng nghiên cứu tiếp theo của đề tài
Với những hạn chế ở trên, tác giả hy vọng các luận văn tiếp theo sẽ khắc phục được. Từ đó mở rộng giai đoạn nghiên cứu, mở rộng mẫu quan sát, đồng thời đưa thêm một số nhân tố khác thuộc nhóm nhân tố kinh tế vĩ mơ vào để xem xét nhằm kiểm chứng và cung cấp thêm các bằng chứng mới về những yếu tố ảnh hưởng đến tỷ lệ an toàn vốn của các ngân hàng niêm yết trên thị trường chứng khoán Việt Nam.
Tài liệu tham khảo tiếng Việt
Võ Hồng Đức, Nguyễn Minh Vương, Đỗ Thành Trung (2014). Yếu tố quyết định tỷ lệ an toàn vốn: Bằng chứng thực nghiệm từ hệ thống ngân hàng thương mại Việt Nam. Tạp chí khoa học Đại học Mở TP.HCM, Số 4 (37).
Tài liệu tham khảo tiếng Anh
Allen, D. E., Nilapornkul, N., & Powell, R. (2013). The Determinants of Capital Structure: Evidence from Thai Banks. Journal of Monetary Economics, 32(1), 513-542.
Ahmet Büyükşalvarci. (2011). Determinants of capital adequacy ratio in Turkish Banks: A panel data analysis. African Journal Of Business Management, 5(27). Dreca, N. (2013). Determinants of Capital Adequacy Ratio in Selected Bosnian Banks. Dumlupınar Universitesi Sosyal Bilimler Dergisi EYİ, 12(1), 149- 162.
Alsabbagh, N. (2004). Determinants of capital adequacy ratio in Jordanian and Evidence. Journal of Monetary Economics, 32(1), 513-542.
Aremu, M. A., Ekpo, I. C., Mustapha, A. M., & Adedoyin, S. I. . (2013). Determinants of Capital Structure in Nigerian Banking Sector. International Journal of Academic Research in Economics and Management Sciences, 2(4), 27-37.
Bateni. L, Vakilifard. H & Asghari. F. (2014). The Influential Factors on Capital Adequacy Ratio in Iranian Banks. International Journal of Economics and Finance, Vol. 6, No. 11.
Benston, G. J., & Kaufman, G. G. (1996). The appropriate role of bank regulation. Economic Journal, 106(1).
Bokhari, I. H., Ali, S. M., & Sultan, K. (2012). Determinants of Capital Adequacy Ratio in Banking Sector: An Empirical Analysis from Pakistan. Academy of Contemporary Research Journal, 2(1), 1-9.
ratio in Turkish Banks: A panel data analysis. African Journal of Business Management, 5(27), 11199-11209.
Dreca, N. (2013). Determinants of Capital Adequacy Ratio in Selected Bosnian Banks. Dumlupınar Universitesi Sosyal Bilimler Dergisi EYİ, 12(1), 149- 162.
Gropp, R., & Heider, F. (2010). The determinants of bank capital structure.