2.4 Đánh giá hoạt động quản trị thanh khoản tại Ngân hàn gÁ Châu thông
2.4.2 Phân tích nhân tố EFA
2.4.2.1 Phân tích EFA của các thành phần giá trị thƣơng hiệu
Bảng kiểm định KMO và Barlett (KMO and Barlett’s Test) đối với thang đo hiệu chỉnh:
Bảng 2-3: Kiểm định KMO và Barlett các thành phần giá trị thƣơng hiệu
Kiểm định KMO and Bartlett
Đo lƣờng lấy mẫu tƣơng thích Kaiser-Meyer-
Olkin 0.8511
Kiểm định xoay Barlett
Chi bình phƣơng 4005.3323
Bậc tự do 465.0000
Mức ý nghĩa 0.0000
(Theo kết quả phân tích SPSS 16.0) Ta thấy phép kiểm định Bartlett có p <5%, đồng thời kiểm định KOM cho kết quả rất tốt KOM >0.8, nhƣ vậy giữa các biến đo lƣờng có tƣơng quan với nhau trong tổng thể.
Bảng 2-4 cho thấy có 6 nhân tố đƣợc trích ra từ 31 biến đo lƣờng vì các nhân tố này có giá trị eigen > 1, tổng phần trăm biến thiên giải thích đƣợc của 6 yếu tố này là 64.174 (> 50%). Nhƣ vậy số lƣợng các nhân tố trích phù hợp với
giả thuyết của chúng ta ban đầu. Tức là quản trị rủi ro thanh khoản tại ngân hàng Ngân hàng Á Châu bị ảnh hƣởng bởi 6 nhân tố: Sức mạnh và uy tín của Ngân hàng, chính sách phát triển của Ngân hàng, chính sách tăng cƣờng kiểm sốt nội bộ, chính sách huy động và sử dụng vốn của Ngân hàng, diễn biến môi trƣờng kinh tế vĩ mô, diễn biến môi trƣờng ngành.
Qua bảng kết quả trên ta thấy, hệ số tải nhân tố (Factor Loading) của các biến đo lƣờng đều ≥ 0.5 nên đƣợc xem là có ý nghĩa thiết thực. Đồng thời khác biệt hệ số tải nhân tố của một biến quan sát giữa các nhân tố đều đảm bảo giá trị phân biệt giữa các nhân tố.
Bảng 2-4: Phân tích EFA các yếu tố tác động đến quản trị thanh khoản tại ngân hàng
Biến quan sát Hệ số tải nhân tố của các thành phần 1 2 3 4 5 6 SM1 0.6898 SM2 0.7325 SM3 0.5774 SM4 0.6601 SM5 0.6907 SM6 0.7490 SM7 0.6661 PT1 0.8930 PT2 0.8760 PT3 0.5078 PT4 0.8999 HDV1 0.5939 HDV2 0.7437 HDV3 0.7045 HDV4 0.7811 HDV5 0.6788 QTRR1 0.8708 QTRR2 0.5733 QTRR3 0.6832 QTRR4 0.8810 QTRR5 0.7289 VM1 0.6893 VM2 0.8133 VM3 0.7679 VM4 0.7888 VM5 0.6680 MTN1 0.5999 MTN2 0.7402 MTN3 0.6748 MTN4 0.7023 MTN5 0.7193 Giá trị Eigen 6.964 6.134 2.270 1.817 1.471 1.239 Phƣơng sai trích 13.071 11.948 11.351 9.997 9.166 8.641
(Theo kết quả phân tích SPSS 16.0) 2.4.2.2 Phân tích EFA của thang đo hiệu quả quản trị thanh khoản của Ngân hàng
Bảng 2-5: Phân tích EFA cho thang đo hiệu quả quản trị thanh khoản của Ngân hàng.
Biến quan sát Nhân tố
1
HQ1 Hiệu quả quản lý cầu thanh khoản 0.823
HQ2 Hiệu quả quản lý cung thanh khoản 0.843
HQ3 Hiệu quả quản lý kết hợp thanh khoản 0.861
HQ4 Mức độ tích cực của các chỉ tiêu phản ánh khả năng thanh khoản
0.786
Eigenvalues 2.7476123
Phƣơng sai trích (%) 68.690308
(Theo kết quả phân tích SPSS 16.0) Kết quả phân tích nhân tố cho thấy, Hệ số tải nhân tố (Factor Loading) của các biến đo lƣờng đều ≥ 0.5 nên đƣợc xem là có ý nghĩa thiết thực. Đồng thời các biến quan sát trong nhân tố quản trị thanh khoản của Ngân hàng đã hội tụ thành một nhân tố. Nhƣ vậy chúng ta có thể sử dụng nhân tố này để nghiên cứu và phân tích.
2.4.3 Phân tích mối tƣơng quan giữa các khái niệm nghiên cứu:
Bảng 2-6: Sự tƣơng quan giữa các khái niệm nhiên cứu
HQ SM PT HDV QTRR VM MTN
HQ 1 0.7565 0.7089 0.7759 0.7760 0.7434 0.7855
SM 0.7565 1 0.7036 0.7636 0.7336 0.6721 0.6997
PT 0.7089 0.7036 1 0.7328 0.7189 0.6732 0.7381
QTRR 0.7760 0.7336 0.7189 0.7343 1 0.6775 0.6789
VM 0.7434 0.6721 0.6732 0.6465 0.6775 1 0.7676
MTN 0.7855 0.6997 0.7381 0.7171 0.6789 0.7676 1
Chú ý: Mức ý nghĩa 0.000 và n= 203
(Theo kết quả phân tích SPSS 16.0) Một phƣơng pháp chung để đánh giá giá trị phân biệt là kiểm nghiệm ma trận tƣơng quan cho các biến độc lập và biến phụ thuộc. Kết quả hệ số tƣơng quan nhỏ hơn 0,85 chỉ ra rằng giá trị phân biệt có khả năng tồn tại giữa 2 biến (John và Benet-Martinez, 2000).
Bảng tóm tắt mối tƣơng quan thống kê Spearman’s Rho giữa các biến đƣợc giải thích. Tất cả hệ số tƣơng quan tuyệt đối giữa các biến dao động từ 0.6465 đến 0.7759, nghĩa là không vƣợt quá hệ số điều kiện 0,85. Điều đó chứng minh rằng giá trị phân biệt đã đạt đƣợc. Hay nói cách khác, các thang đo trong nghiên cứu này đã đo lƣờng đƣợc các khái niệm nghiên cứu khác nhau.
Ma trận tƣơng quan trong Bảng cũng cho thấy 6 biến đo lƣờng quản trị thanh khoản ngân hàng có mối quan hệ cùng chiều đáng kể với nhau:
Chính sách phát triển của ngân hàng có tƣơng quan cùng chiều với sức mạnh và uy tín của ngân hàng (r = 0.7036, p=0.000).
Chính sách huy động vốn của ngân hàng có tƣơng quan cùng chiều với chính sách phát triển của ngân hàng (r = 0.7328, p= 0.000).
Sức mạnh và uy tín của Ngân hàng có tƣơng quan cùng chiều với chính sách huy động vốn của ngân hàng (r = 0.7636 , p = 0.000).
Chính sách tăng cƣờng, kiểm sốt nội bộ có mối tƣơng quan cùng chiều với chính sách phát triển của ngân hàng, sức mạnh uy tín của Ngân hàng (hệ số tƣơng quan lần lƣợt là 0.7189, 0.7336 với p = 0.000).
Mơi trƣờng vĩ mơ cũng có tƣơng quan cùng chiều với chính sách chính sách huy động và sử dụng vốn, chính sách phát triển và đặc biệt là chính sách
tăng cƣờng và kiểm soát nội bộ (hệ số tƣơng quan lần lƣợt là 0.6465, 0.6732, 0.6775 với mức ý nghĩa p =0.000).
Môi trƣờng ngành có tƣơng quan cùng chiều khá chặt chẽ với mơi trƣờng vĩ mơ, chính sách huy động vốn, chính sách phát triển, cũng nhƣ chính sách tăng cƣờng và kiểm soát nội bộ (hệ số tƣơng quan lần lƣợt là 0.7676, 0.7171, 0.7381 và 0.6789 với mức ý nghĩa p = 0.000).
2.4.4 Kiểm định mối quan hệ giữa các nhân tố tác động đến quản trị thanh khoản và quản trị thanh khoản: thanh khoản và quản trị thanh khoản:
Hồi quy tuyến tính bội thƣờng đƣợc dùng để kiểm định và giải thích lý thuyết nhân quả (Cooper và Schindler, 2003).Ngoài chức năng là một công cụ mô tả, hồi quy tuyến tính bội cũng đƣợc sử dụng nhƣ một công cụ kết luận để kiểm định các giả thuyết và giá trị của tổng thể nghiên cứu (Ducan, 1996). Nhƣ vậy, đối với nghiên cứu này hồi quy tuyến tính bội là phƣơng pháp thích hợp để kiểm định các giả thuyết nghiên cứu.
2.4.4.1 Mơ hình hồi quy tuyến tính bội
Để kiểm định sáu giả thuyết H1, H2, H3, H4, H5 và H6, mơ hình hồi quy bộ đƣợc xây dựng nhƣ sau:
HQ = β0 + β1SM + β2PT+ β3HDV + β4QTRR + β5VM + β6MTN + ei Trong đó:
HQ: Hiệu quả quả trị thanh khoản SM: Sức mạnh và uy tín của Ngân hàng PT: Chính sách phát triển
HDV: Chính sách huy động và sử dụng vốn
QTRR: Chính sách tăng cƣờng và kiểm soát rủi ro nội bộ VM: Môi trƣờng vĩ mô
MTN: Môi trƣờng ngành.
βk là hệ số của phƣơng trình hồi quy và ei là phần dƣ.
Sử dụng phần mềm SPSS 16.0 tác giả tiến hành chạy phân tích hồi quy. Giá trị bộ R chỉ rõ độ lớn của mối quan hệ giữa các biến độc lập và phụ thuộc. Hệ số xác định (R2) đo lƣờng tỷ lệ tổng thể biến thiên của các biến phụ thuộc đƣợc giải thích bởi các biến độc lập trong mơ hình. Giá trị của R2 càng lớn thì mức độ phù hợp hay khả năng giải thích của mơ hình càng lớn và việc dự đốn biến phụ thuộc càng chính xác. Hệ số beta đƣợc chuẩn hóa (β) giúp chúng ta có thể so sánh trực tiếp giữa các hệ số, đƣợc xem nhƣ là khả năng giai thích sự biến thiên của biến phụ thuộc. Trị tuyệt đối của hệ số beta càng lớn thì tầm quan trọng tƣơng đối của nó trong dự báo biến phụ thuộc càng cao. Hệ số tƣờng quan từng phần và bán phàn đo lƣờng mối quan hệ giữa một biến phụ thuộc và một biến độc lập khi ảnh hƣởng của các biến độc lập khác trong mơ hình hồi quy đƣợc giữa nguyên (Hair và Ctg, 2006). Nếu hệ số tƣơng quan từng phần và tƣơng quan bán phần của một biến độc lập mang dấu âm, thì biến độc lập này đã đƣợc giải thích thơng qua các biến độc lập cịn lại trong mơ hình, nó gây ra hiện tƣợng đa cộng tuyến và làm cho hệ số beta khơng có ý nghĩa thống kê.
2.4.4.2 Xem x t đa cộng tuyến của các biến trong mơ hình
Phép thử giá trị dung sai, giá trị VIF đƣợc dùng để kiểm tra hiện tƣợng đa cộng tuyến trong mơ hình hồi quy. Trong bảng 2-6 tất các các giá trị dung sai đều lớn hơn 0.2; các giá trị VIF từ 2.83 đến 3.41 cho thấy hiện tƣợng đa cộng tuyến tƣơng đối thấp, đủ điều kiện để chúng ta tiến hành hồi quy.
Bảng 2-7: Phân tích hiện tƣợng đa cộng tuyến: Đánh giá giá trị dung sai và VIF
Các biến Dung sai VIF
Sức mạnh và uy tín 0.3200 3.125 Chính sách phát triển 0.3303 3.027 Chính sách huy động vốn 0.3038 3.291 Chính sách quản trị 0.3365 2.972
rủi ro
Môi trƣờng vĩ mô 0.3533 2.83
Môi trƣờng ngành 0.2933 3.41
(Theo kết quả phân tích SPSS 16.0) 2.4.4.3 Kiểm định các giả thuyết nghiên cứu về các nhân tố tác động đến quản trị thanh khoản
Bảng 2-8: Kết quả dự báo của mơ hình hồi quy
Các biến Hệ số Beta chuẩn hóa Giá trị T Mức ý nghĩa T Hệ số tƣơng quan Zero- order Từng phần Bán phần Hệ số chặn -1.623 0.106 SM 0.135 2.227 0.027 0.756 0.157 0.076 PT -0.026 -0.429 0.669 0.709 -0.031 - 0.015 HDV 0.217 3.497 0.001 0.776 0.242 0.12 QTRR 0.25 4.247 0 0.776 0.29 0.145 VM 0.158 2.749 0.007 0.743 0.193 0.094 MTN 0.263 4.164 0 0.785 0.285 0.142 R2 =0.770684 R2 hiệu chỉnh = 0.76366 Giá trị F= 109.7862 mức ý nghĩa = 0.000
(Theo kết quả phân tích SPSS 16.0) Kết quả hồi quy bội cho thấy:
Thứ nhất, hệ số R2 = 0.770684 và R2 hiệu chỉnh = 0.76366. Vì biến PT khơng có ý nghĩa thống kê nên R2 hiệu chỉnh nhỏ hơn R2. Tuy nhiên, mơ hình của chúng ta giải thích đƣợc 76,366% sự thay đổi trong hiệu quả quản trị thanh khoản.
Thứ hai, Giá trị F = 109, 7862 và mức ý nghĩa của F = 0.000. Nhƣ vậy mơ hình đƣợc đề xuất là phù hợp. Các nhân tố đƣợc giới thiệu có tác đến hiệu quả quản trị thanh khoản.
Thứ ba, xét hệ số hồi quy chuẩn hóa (β), chúng ta thấy có 5 biến SM (sức mạnh và uy tín của ngân hàng), HVD (Chính sách huy động và sử dụng vốn),
QTRR (Chính sách tăng cƣờng và kiểm sốt rủi ro nội bộ), VM (môi trƣờng vĩ mơ), MTN (mơi trƣờng ngành) có tác động cùng chiều lên HQ (hiệu quả quản trị thanh khoản tại ngân hàng) với mức ý nghĩa (α) lần lƣợt là 2,7%, 0,1%, 0%, 0,7%, 0%. Trong đó MTN (mơi trƣờng ngành) tác động mạnh nhất đến HQ (hiệu quả quản trị thanh khoản) với hệ số beta (β) bằng 0.263. Các hệ số beta của 4 biến còn lại chệnh lệch nhau không nhiều chứng tỏ các nhân tố này đều có tác động trọng yếu đến quản trị thanh khoản tại ngân hàng. Từ đây, chúng ta có thể đƣa ra những kết luận cho các giả thuyết nghiên cứu đƣợc đặt ra nhƣ sau:
Giả thuyết thứ nhất: “Sức mạnh và uy tín của ngân hàng có ảnh hƣởng
đáng kể đến hiệu quả quản trị thanh khoản của ngân hàng”. Theo kết quả hồi quy, ta thấy hệ số beta của biến nhân tố SM bằng 0.135 với mức ý nghĩa 2,7%. Nhƣ vậy, đủ điều kiện để chúng ta chấp nhận giả thuyết H1. Tức Sức mạnh và uy tín của ngân hàng là một nhân tố quan trọng tác động tích cực đến quản trị thannh khoản của ngân hàng.
Giả thuyết thứ hai: “Chính sách phát triển của ngân hàng có tác động
cùng chiều lên hiệu quả quản trị thanh khoản”. Kết quả từ mơ hình cho thấy hệ số beta của PT bằng -0.026 với mức ý nghĩa bằng 66.9%. Nhƣ vậy chúng ta chƣa đủ điều kiện để chấp nhận giả thuyết thứ hai này. Tuy nhiên, chúng ta không thể kết luận rằng chính sách phát triển của ngân hàng khơng tác động đến hiệu quả quản trị thanh khoản. Vì nhân tố này chỉ khơng có ý nghĩa về mặt thống kê, nguyên nhân là do hiện tƣợng đa cộng tuyến. Hệ số tƣơng quan của biến PT (pearson correlation) bằng 0.709, nhƣng nhìn vào hệ số tƣơng quan từng phần và tƣơng quan bán phần của biến PT ta thấy cả hai con số này đều âm (lần lƣợt là -0.031 và -0.015), điều này cho thấy tác động của biến chính sách phát triển (PT) lên hiệu quả quản trị thanh khoản đã đƣợc biểu diễn qua các biến cịn lại trong mơ hình.
Giả thuyết thứ ba: “Chính sách huy động và sử dụng vốn của ngân hàng
có ảnh hƣởng đến kết quả của hoạt động quản trị thanh khoản của ngân hàng”. Hệ số beta của HVQ bằng 0.217 với mức ý nghĩa 0.2%. Nhƣ vậy chúng ta chấp
nhận giả thuyết thứ ba (H3). Vậy, chính sách huy động và sử dụng vốn của ngân hàng có tƣơng quan cùng chiều với hiệu quả quản trị thanh khoản.
Giả thuyết thứ tƣ: “Chính sách tăng cƣờng và kiểm sốt rủi ro nội bộ có
mối quan hệ cùng chiều với hiệu quả quản trị thanh khoản tại ngân hàng”. Theo kết quả hồi quy ta thấy chính sách tăng cƣờng và kiểm sốt rủi ro nội bộ (QTRR) có tác động cùng chiều với hiệu quả quản trị thanh khoản với hệ số beta bằng 0.25 và mức ý nghĩa bằng 0.00%. Nhƣ vậy, giả thuyết thứ tƣ (H4) đƣợc chấp nhận.
Giả thuyết thứ năm: “Môi trƣờng vĩ mơ có tác động cùng chiều với hiệu
quả quản trị thanh khoản”. Giả thuyết thứ năm (H5) đƣợc chấp nhận vì biến nhân tố mơi trƣờng vĩ mơ (VM) có hệ số beta bằng 0.158 với mức ý nghĩa bằng 0.7%. Nhƣ vậy những biến động từ mơi trƣờng vĩ mơ có tác động mạnh đến hiệu quả của hoạt động quản trị thanh khoản của ngân hàng.
Giả thuyết thứ sáu: “Mơi trƣờng ngành mối có tác động mạnh đến quản
trị thanh khoản”. Kết quả nghiên cứu chỉ ra rằng những động thái từ môi trƣờng ngành có ảnh hƣởng rất mạnh đến kết quả quản trị thanh khoản, cụ thể đây là nhân tố tác động mạnh nhất với hệ số beta bằng 0.263 và mức ý nghĩa bằng 0.00%. Nhƣ vậy giả thuyết thứ sáu (H6) đƣợc chấp nhận.
Kết luận chƣơng 2
Chƣơng 2 đã trình bày phƣơng pháp và kết quả nghiên cứu các yếu tố ảnh hƣởng đến quản trị thanh thanh khoản cụ thể: Trình bày thiết kế nghiên cứu,thiết kế thang đo, các biến nghiên cứu, phƣơng pháp lấy mẫu, các giả thuyết nghiên cứu và cuối cùng là kỹ thuật phân tích, xử lý số liệu và đƣa ra kết luận. Kết quả nghiên cứu đƣợc chia thành 2 nhóm sau: Dựa vào số liệu thứ cấp, phân tích các chỉ số nói lên khả năng thanh khoản thì tác giả nhận ra vấn đề thanh khoản của Ngân hàng Á Châu ổn định, nhƣng vẫn chƣa thể xem là ổn định nhất trong các ngân hàng thƣơng mại. Vì thế cần phải nâng cao thêm khả năng quản trị thanh
khoản của Ngân hàng Á Châu. Thứ 2 thông qua việc thu thập số liệu sơ cấp từ những bảng khảo sát từ những nhà quản lý của Ngân hàng Á Châu các kết quả đƣợc xem x t xử lý theo mơ hình nghiên cứu giả thiết, kiểm định độ tin cậy của thang đo, phân tích nhân tố khám phá, hồi quy bội và kiểm định các giả thiết về mối quan hệ của các nhân tố đối với việc quản trị thanh khoản thì tác giả tìm ra có 6 nhân tố tác động đến vấn đề quản trị thanh khoản tại Ngân hàng Á Châu kết quả xử lý số liệu này sẽ là cơ sở cho việc đƣa ra các giải pháp nâng cao hiệu quả quản trị thanh khoản tại chƣơng 3.
CHƢƠNG 3. GIẢI PHÁP HOÀN THIỆN QUẢN TRỊ THANH KHOẢN TẠI NGÂN HÀNG TMCP Á CHÂU
Dựa vào kết quả phân tích EFA cho thấy quản trị thanh khoản bị ảnh hƣởng bởi các nhân tố: Sức mạnh và uy tín của ngân hàng, chính sách phát triển của ngân hàng hƣớng đến sự an tồn thanh khoản, chính sách tăng cƣờng rủi ro, kiểm sốt nội bộ, chính sách huy động và sử dụng vốn của ngân hàng, diễn biến môi trƣờng kinh tế vĩ mô, diễn biến môi trƣờng ngành. Tác giả sẽ đề ra các giải pháp nâng cao hiệu quả quản trị thanh khoản của ngân hàng Ngân hàng Á Châu, thông qua việc nâng cao chất lƣợng của các yếu tố đã đƣợc nêu trên. Bên cạnh đó