Đvt: %, tỷ đồng Biến Số quan sát Giá trị trung bình Độ lệch chuẩn Giá trị nhỏ nhất Giá trị lớn nhất CAR 154 0.1648461 0.0981717 0.0667 0.779 LEV 154 0.1101379 0.0740014 0.042556 0.685437 LLR 154 0.0089187 0.0101441 0.000157 0.104649 DEP 154 0.5688038 0.1347438 0.182132 0.928236 LOA 154 0.5006877 0.1380731 0.191043 0.844766 LIQ 154 0.0226001 0.0266897 0.001828 0.124644 ROA 154 0.0135197 0.0075955 0.000161 0.051785 LNSIZE 154 31.68677 1.143015 28.34221 33.98777 (Nguồn: Phụ lục 4) Giá trị trung bình CAR của 22 NHTMCP Việt Nam là 0.1648461, giá trị lớn nhất là 0.779 và giá trị nhỏ nhất ở mức 0.0667. Trong khi đó theo quy định của Thông tƣ 13/2010/TT-NHNN, CAR của các NHTM phải đạt tối thiểu ở mức 9%,
nhƣ vậy giá trị trung bình CAR vƣợt xa so với mức quy định của NHNN. Tuy nhiên, số liệu thực tế tại các NHTMCP Việt Nam cho thấy càng những ngân hàng nhỏ thì CAR càng cao, điển hình nhƣ NHTMCP Bản Việt năm 2007 CAR ở mức 77.9%, năm 2008 ở mức 55.5%, năm 2009 ở mức 45.11%, năm 2010 ở mức 54.92%, năm 2011 ở mức 34.4%, năm 2012 ở mức 24.5% và năm 2013 ở mức 16.08%, điều này không thể hiện ngân hàng đang hoạt động tốt mà thực sự ngân hàng đang gặp khó khăn trong hoạt động cho vay hoặc thu hút tiền gửi của khách hàng.
2.4.4.2 Ma trận hiệp phƣơng sai Bảng 2.17: Ma trận hiệp phƣơng sai Bảng 2.17: Ma trận hiệp phƣơng sai
Đvt: %
CAR LNSIZE LEV LLR DEP LOA LIQ ROA
CAR 1.00 -0.65 0.64 -0.14 -0.44 -0.03 -0.05 0.26 LNSIZE -0.65 1.00 -0.47 0.32 0.38 0.00 0.07 -0.15 LEV 0.64 -0.47 1.00 -0.06 -0.15 0.12 0.00 0.30 LLR -0.14 0.32 -0.06 1.00 0.28 0.07 -0.17 -0.06 DEP -0.44 0.38 -0.15 0.28 1.00 0.40 0.05 -0.08 LOA -0.03 0.00 0.12 0.07 0.41 1.00 0.18 0.20 LIQ -0.05 0.07 0.00 -0.17 0.05 0.18 1.00 0.20 ROA 0.26 -0.15 0.30 -0.06 -0.08 0.20 0.20 1.0000 (Nguồn: Phụ lục 5) Hệ số tƣơng quan giữa CAR với LNSIZE (-0.65), LLR (-0.14), DEP (-0.44), LOA (-0.03), LIQ (-0.05) là âm cho thấy mối tƣơng quan nghịch giữa CAR với các biến này. Điều này có nghĩa khi tổng tài sản, dự phịng rủi ro tín dụng, khoản tiền gửi, khoản cho vay khách hàng và tiền mặt và các khoản tƣơng đƣơng tiền tăng sẽ làm CAR giảm. Trong khi đó hệ số tƣơng quan giữa CAR với LEV (0.64) và ROA 0.26) là dƣơng cho thấy mối tƣơng quan thuận giữa CAR với các biến này, cho thấy khi hệ số đòn bẩy và khả năng sinh lời trên tổng tài sản tăng thì CAR cũng tăng theo.
Bảng 2.18: Hệ số tƣơng quan tuyến tính (VIF) của các biến trong mơ hình
Biến
CAR LNSIZE LEV LLR DEP LOA LIQ ROA
Mean VIF
VIF 2.67 2.02 1.83 1.25 1.69 1.36 1.14 1.21 1.64
(Nguồn: Phụ lục 8)
Có thể nhận thấy các cặp biến trong mơ hình đều có hệ số tƣơng quan tuyến tính nhỏ hơn 0.8. Hệ số phóng đại VIF của các biến đều nhỏ hơn 10 và giá trị VIF trung bình bằng 1.64. Vì vậy dữ liệu nghiên cứu không xuất hiện hiện tƣợng đa cộng tuyến nghiêm trọng. Hơn nữa, việc sử dụng phƣơng pháp phân tích dữ liệu theo panel data và FGLS hay GMM sẽ tái cấu trúc lại mơ hình, góp phần hạn chế bớt hiện tƣợng đa cộng tuyến giữa các biến. Theo đó, các biến đƣợc đƣa vào mơ hình có thể đƣợc xem là khá phù hợp trong việc xem xét các yếu tố tác động đến CAR tại các NHTMCP Việt Nam.
2.4.4.3 Các kiểm định sử dụng trong mơ hình
Kiểm định F theo phƣơng pháp likehood Ratio (LR test) lựa chọn mô hình pooled OLS hay FEM
Mơ hình pooled OLS đã giải thích đƣợc 62.55% sự thay đổi của CAR tại các NHTMCP tại Việt Nam (R2 = 62.55%). Nhƣ kết quả hồi quy (Phụ lục 6) cho thấy, ngoại trừ quy mô ngân hàng, hệ số đòn bẩy và hệ số tiền gửi đều có ý nghĩa thống kê tại mức 1% và tác động đến CAR. Ngoài ra, các biến độc lập khác khơng có ý nghĩa thống kê. Tuy nhiên, ƣớc tính theo mơ hình pooled OLS khơng phản ánh đƣợc tác động của sự khác biệt của mỗi ngân hàng. Vì vậy, sử dụng F test để kiểm định có tồn tại tác động cố định của mỗi ngân hàng. Kiểm định F theo phƣơng pháp likehood Ratio (LR test) cho phép lựa chọn giữa mơ hình tác động cố định (FEM) và mơ hình pooled OLS với giả thuyết Ho - mơ hình pooled OLS là phù hợp.
Chạy mơ hình FEM trên phần mềm Stata cho kết quả nhƣ sau: F(21, 125) = 3.80 Prob > F = 0.0000
Rõ ràng, từ kết quả trên cho thấy phƣơng pháp pooled OLS đƣợc sử dụng khơng thích hợp bởi vì sự tồn tại của tác động cố định ở mỗi ngân hàng (F(21, 125) = 3.80,
P-value = 0.0000 < 0.05, bác bỏ giả thuyết Ho). Mặc dù tồn tại tác động cố định trong mơ hình cũng khơng có nghĩa mơ hình FEM là mơ hình đúng. (Phụ lục 6).
Tiếp theo ƣớc tính mơ hình bằng cách sử dụng phƣơng pháp FEM và REM để kiểm soát các yếu tố đặc trƣng của mỗi ngân hàng có khả năng tác động đến CAR. Đồng thời, một câu hỏi quan trọng cần xác định khi thực hiện nghiên cứu thực nghiệm bằng phƣơng pháp FEM và REM về sự tồn tại tác động thời gian trong mơ hình.
Kiểm định Hausman lựa chọn mơ hình FEM hay REM Với giả thuyết: Ho: Mơ hình REM là phù hợp.
Kết quả nhƣ sau: χ2(7) = 26.11, P-value = 0.0005
Sau khi tiến hành kiểm định, kết quả cho thấy, giả thuyết Ho đƣợc chấp nhận, kiểm định Hausman (χ2(7) = 26.11, P-value = 0.0005 < 0.05, bác bỏ Ho) cho thấy mơ hình FEM thì phù hợp hơn REM trong việc nghiên cứu các nhân tố tác động đến CAR tại các NHTMCP. Theo đó, các nhân tố nhƣ quy mơ ngân hàng, hệ số đòn bẩy và dự phịng rủi ro tín dụng có tác động đến CAR. Ngồi ra, các biến độc lập khác khơng có ý nghĩa thống kê. (Phụ lục 8)
Kiểm định hiện tƣợng phƣơng sai thay đổi
Tiếp theo, kiểm tra sự tồn tại của hiện tƣợng phƣơng sai thay đổi sử dụng kiểm định Wald (Greene, 2000), kết quả cho thấy giả thuyết Ho bị bác bỏ (χ2(22) = 766.4, P- value = 0.0000) tức là tồn tại hiện tƣợng phƣơng sai thay đổi trong mơ hình. (Phụ lục 8)
Kiểm định hiện tƣợng tự tƣơng quan
Với giả thuyết Ho: khơng có hiện tƣợng tự tƣơng quan trong mơ hình hồi quy. Kết quả cho thấy giả thuyết H0 bị bác bỏ (F 1, 21) = 27.175, P-value = 0.0000) tức là tồn tại hiện tƣợng tự tƣơng quan. (Phụ lục 8)
Do tồn tại hiện tƣợng phƣơng sai thay đổi và hiện tƣợng tự tƣơng quan nên sử dụng phƣơng pháp FGLS để khắc phục hiện tƣợng này trong mơ hình. (Phụ lục 6).
2.4.4.4 Kết quả hồi quy
Sử dụng nhiều phƣơng pháp khác nhau để xác định các yếu tố tác động đến CAR tại các NHTMCP, thông qua đó sẽ có sự so sánh và lựa chọn phƣơng pháp nào tối ƣu nhất để đƣa ra kết luận tốt nhất cho vấn đề nghiên cứu. Kết quả ƣớc tính
các yếu tố tác động đến CAR theo Pooled OLS, FEM, REM và GMM đƣợc tổng hợp sau khi tiến hành chạy xong các mơ hình bằng phần mềm thống kê chuyên dụng Stata 11.
Bảng 2.19: Kết quả ƣớc tính các nhân tố ảnh hƣởng đến CAR theo Pooled OLS, FEM, REM, FGLS và GMM
Biến độc lập Pooled OLS FEM REM FGLS GMM LNSIZE -0.0334*** -0.0514*** -0.0413*** -0.0290*** -0.0298*** (-6.04) (-5.39) (-6.41) (-5.59) (-2.67) LEV 0.5334*** 0.3345*** 0.4348*** 0.5076*** 1.0945*** (6.70) (4.14) (5.63) (5.46) (7.79) LLR 0.8104 1.2138** 1.0632** 0.4163 0.1489 (1.49) (2.44) (2.13) (1.03) (0.44) DEP -0.1809*** -0.0579 -0.1177*** -0.0474 -0.0873** (-3.97) (-1.26) (-2.67) (-1.61) (-2.32) LOA 0.0007 -0.0040 -0.0043 -0.0310 -0.1194** (0.02) (-0.06) (-0.09) (-0.89) (-1.97) LIQ -0.0247 0.1280 0.0142 -0.1168 -0.2305 (-0.12) (0.40) (0.06) (-0.95) (-0.9) ROA 0.8738 0.9924 0.9822 -0.1527 -1.2025** (1.22) (1.25) (1.36) (-0.32) (-1.92) Constant 1.2494*** 1.7642*** 1.4728*** 1.0633*** 1.1149*** (7.19) (5.59) (7.16) (6.32) (2.95) R-Squared 0.6255 0.4684 0.4538
Ghi chú: Số liệu ở trong dấu ngoặc () là thống kê t. *, **, *** có ý nghĩa thống kê lần lƣợt tại 10%, 5%, 1%. (Nguồn: Phụ lục 6)
Việc sử dụng phƣơng pháp FGLS đã khắc phục đƣợc hiện tƣợng phƣơng sai thay đổi và hiện tƣợng tự tƣơng quan trong mơ hình, tuy nhiên phƣơng trình (1) không thể hồi quy bằng phƣơng pháp OLS thơng thƣờng vì giả thiết các biến nội
sinh bị vi phạm nên cuối cùng sử dụng phƣơng pháp GMM để nghiên cứu các yếu tố tác động đến CAR tại các NHTMCP Việt Nam.
Phƣơng trình hồi quy:
CAR = -0.0298LNSIZE + 1.09446LEV + 0.14894LLR – 0.0873DEP – 0.1194LOA – 0.2305LIQ – 1.2025ROA + 1.1149
Bảng 2.20: Kết quả hồi quy
Biến Dấu Bác bỏ giả thiết H0 Mức ý nghĩa
LNSIZE - Bác bỏ 1% DEP - Bác bỏ 5% LOA - Bác bỏ 5% LLR + Không Bác bỏ - LIQ + Không Bác bỏ - ROA - Bác bỏ 5% LEV + Bác bỏ 1% (Nguồn: Phụ lục 6) Kết quả nghiên cứu chỉ ra rằng quy mô tài sản, số tiền cho vay của ngân hàng, khả năng sinh lời trên tổng tài sản và số tiền gửi của khách hàng có tác động âm lên hệ số an tồn vốn của ngân hàng. Trong khi đó, hệ số địn bẩy có tác động dƣơng lên hệ số an toàn vốn của ngân hàng. Dự phịng cho vay khó địi, tính thanh khoản tác động khơng có ý nghĩa lên hệ số an toàn vốn của ngân hàng.
2.5 Đánh giá sự tác động của các yếu tố ảnh hƣởng đến hệ số an toàn vốn tại các Ngân hàng thƣơng mại cổ phần Việt Nam các Ngân hàng thƣơng mại cổ phần Việt Nam
Trong các yếu tố ảnh hƣởng đến hệ số an toàn vốn tại các NHTMCP Việt Nam thì yếu tố khả năng sinh lời trên tài sản có sự ảnh hƣởng mạnh mẽ nhất. Trong nghiên cứu này, ROA lại có tƣơng quan nghịch chiều với CAR. Kết quả này trái ngƣợc với nghiên cứu của Büyüksalvarcı and Abdioğlu (2011) ở các ngân hàng Thổ Nhĩ Kỳ hay Gropp và Heider (2007) khi nghiên cứu các ngân hàng ở Châu Âu. Trong khi Büyüksalvarcı and Abdioğlu thấy rằng lợi nhuận ngân hàng có xu hƣớng giữ lại để tăng vốn và đầu tƣ vào tài sản vì vậy khi tăng ROA sẽ làm tăng CAR thì nghiên cứu này lại chỉ ra rằng tại Việt Nam với mức ý nghĩa 5% thì lợi nhuận trên
tài sản tăng lên 1% sẽ làm cho CAR giảm 1.2025%. Kết quả này phù hợp với nghiên cứu của Noor Mohammad Al-Sabbagh (2000) khi nghiên cứu các ngân hàng ở Jordan từ năm 1985 đến năm 1994. Kết quả nghiên cứu đã phản ánh đúng thực trạng của nền kinh tế Việt Nam. Tốc độ tăng trƣởng kinh tế cao đã làm cho tỷ suất sinh lợi trên tổng tài sản của các ngân hàng đều tăng cao, trong năm 2007, tốc độ tăng trƣởng kinh tế Việt Nam đạt 8,48%, đây là mức tăng trƣởng cao nhất trong giai đoạn từ năm 2005-2010; ROA trung bình của các ngân hàng đạt mức 1,48% cũng là mức cao nhất trong 6 năm từ 2005-2010. Năm 2008, cuộc khủng hoảng tài chính tồn cầu bắt nguồn từ Mỹ đã lan rộng ra khắp thế giới và có ảnh hƣởng khơng nhỏ đến nền kinh tế Việt Nam, tốc độ tăng trƣởng kinh tế Việt Nam giảm chỉ cịn 6,23%, ROA của các NHTMCP cũng vì thế mà đồng loạt giảm theo khiến cho ROA trung bình trong năm 2008 giảm so với năm 2007 và chỉ đạt ở mức 1,40%. Năm 2009, ảnh hƣởng của cuộc khủng hoảng kinh tế toàn cầu vẫn chƣa thực sự chấm dứt, thị trƣờng trong nƣớc và thế giới diễn biến theo chiều hƣớng phức tạp, tốc độ tăng trƣởng kinh tế chỉ đạt 5,32%. Từ năm 2008 đến năm 2010, cuộc khủng hoảng tài chính tồn cầu đã ảnh hƣởng đến hoạt động của hệ thống ngân hàng nên để đảm bảo cho sự phát triển an toàn của hệ thống ngân hàng Việt Nam, NHNN đã áp dụng những quy định khắt khe hơn về mức độ an toàn vốn đối với các ngân hàng theo hƣớng đáp ứng các chuẩn mực quốc tế, có thể nói trong thời gian qua, hiệu quả sinh lời của các NHTM Việt Nam giảm mạnh, nguyên nhân chính là việc xử lý nợ xấu, tăng cƣờng trích lập dự phịng rủi ro nhƣng nhờ đó hệ số an tồn vốn cao hơn mức tối thiểu theo quy định là 9%, đạt mức 13.25% vào năm 2013.
Bên cạnh ROA thì hệ số địn bẩy là yếu tố tác động mạnh thứ hai. Hệ số đòn bẩy của ngân hàng có mối tƣơng quan cùng chiều với hệ số an toàn vốn của ngân hàng và có ý nghĩa thống kê tại mức ý nghĩa 1% trong mơ hình. Hệ số địn bẩy cao đồng nghĩa với việc quy mô vốn chủ sở hữu của các ngân hàng ngày một tăng cao, điều này làm cho hệ số an tồn vốn của NHTM vì thế cũng tăng cao. Điều này hoàn toàn phù hợp với thực trạng tại các NHTMCP ở Việt Nam trong thời gian qua kể từ khi gia nhập tổ chức thƣơng mại thế giới WTO. Để đảm bảo an toàn trong hoạt động cũng nhƣ tăng cƣờng sức mạnh cạnh tranh cho các NHTM trong nƣớc, NHNN ban hành những quy định về an toàn vốn, dƣới áp lực về kế hoạch tăng vốn điều lệ
tối thiểu 3000 tỷ đồng đối với các NHTMCP Việt Nam, các ngân hàng này đã đồng loạt tăng vốn chủ sở hữu với nhiều biện pháp khác nhau, kết quả làm cho hệ số an toàn vốn của các NHTM tăng lên. Do đó, có mối quan hệ cùng chiều giữa LEV và CAR. Trong nghiên cứu này thì cứ tăng 1% hệ số địn bẩy thì các NHTMCP Việt Nam sẽ tăng 1.09446 % CAR.
Yếu tố thứ ba tác động đến CAR của NHTM đó là hệ số dƣ nợ cho vay. Trái ngƣợc với kỳ vọng ban đầu là khi dƣ nợ cho vay của ngân hàng tăng lên sẽ làm cho CAR tăng lên. Kết quả này thì hồn tồn ngƣợc lại là khi dƣ nợ cho vay tăng lên sẽ làm cho CAR giảm đi với mức ý nghĩa 5%. Kết quả này cũng phù hợp với nghiên cứu của Büyüksalvarcı and Abdioğlu (2011) ở các ngân hàng Thổ Nhĩ Kỳ. Ở Việt Nam sự trái ngƣợc này có thể có nhiều nguyên nhân chẳng hạn nhƣ trong những năm vừa qua do lạm phát tăng cao làm cho NHNN thắt chặt chính sách tiền tệ làm cho các ngân hàng thiếu hụt nguồn vốn nhƣng nhu cầu cho vay vẫn không ngừng tăng cao làm cho các ngân hàng vì muốn chạy theo lợi nhuận vẫn duy trì và đẩy mạnh hoạt động cho vay từ đó làm thiếu hụt nguồn vốn dự trữ dẫn đến CAR giảm. Mặt khác cũng phải kể đến trong thời gian xảy ra cuộc suy thoái kinh tế tồn cầu, Chính phủ Việt Nam đã sử dụng gói kích cầu 4% làm cho nhu cầu vay vốn của các doanh nghiệp tăng lên. Cho vay tăng làm giảm lƣợng tiền dự trữ của ngân hàng và từ đó làm giảm tính thanh khoản cũng nhƣ rủi ro tăng lên. Việc cho vay quá mức dẫn đến hệ số sử dụng vốn của các NHTM Việt Nam rất cao và vƣợt mức an toàn. Đến cuối tháng 12/2012, tỉ lệ tổng dƣ nợ tín dụng cho nền kinh tế so với huy động vốn từ nền kinh tế là 100,4%, nếu tính cả các khoản đầu tƣ khác nhƣ đầu tƣ, góp vốn, mua trái phiếu doanh nghiệp, các khoản phải thu khác thì tổng đầu tƣ của tồn hệ thống cho nền kinh tế là 3.813.591 tỷ đồng bằng 113% huy động vốn từ nền kinh tế. Việc cho vay quá mức dẫn đến dự trữ thanh khoản thấp, NHTM phải vay NHNN hoặc vay nƣớc ngồi để tài trợ tăng trƣởng tín dụng. Kết quả hồi quy trong nghiên cứu này đã chỉ ra rằng cứ hệ số tiền cho vay tăng lên 1% thì CAR giảm 0.1194%.
Yếu tố tiếp theo tác động đến CAR của NHTM đó là hệ số tiền gửi của khách hàng. Hệ số tiền gửi khách hàng có tác động ngƣợc chiều lên CAR tại các NHTMCP Việt Nam, hệ số này có ý nghĩa thống kê tại mức 1%. Theo đó, khi DEP tăng 1% thì CAR sẽ giảm 0.0873%. Điều này hàm ý rằng những NHTMCP thu hút
đƣợc lƣợng gửi tiền nhiều hơn sẽ có CAR ở mức thấp hơn. Kết quả đƣa ra không giống với kết luận trong bài nghiên cứu thực nghiệm của Ahmet Büyükşalvarcı1 and Hasan Abdioğlu2 khi nghiên cứu về các yếu tố tác động đến hệ số an toàn vốn ở Thổ Nhĩ Kỳ (2011). Điều này có thể giải thích ở Việt Nam trong thời gian qua, các ngân hàng nhỏ gặp rất nhiều khó khăn trong việc huy động vốn, nguồn vốn huy động đƣợc của các ngân hàng nhỏ lại chủ yếu đến từ dân cƣ là các khách hàng nhỏ