Năm 2009 2010 2011 2012 2013 2014 2015 2016
ROA (%) 1.29 1.01 1.29 1.09 0.62 0.49 0.51 0.4
ROE (%) 14.56 10.42 14.56 11.88 6.31 5.56 5.49 5.7
Nguồn: Báo cáo thường niên của NHNN Việt Nam qua các năm
Về các chỉ tiêu đánh giá lợi nhuận của các ngân hàng trong giai đoạn này, qua bảng 3.3 ta có thể thấy, mức tăng trƣởng chỉ tiêu ROA, ROE của hệ thống NHTM Việt Nam có sự biến động khá lớn trong giai đoạn 2009-2016, cụ thể từ năm 2009-2013, tỷ lệ ROA đều đạt trên 1%, cịn ROE ln đạt trên 10%, tuy nhiên diễn biến lại theo chiều hƣớng tăng giảm thất thƣờng (có năm tăng, có năm giảm). Bắt đầu từ năm 2013, ROA và ROE của hệ thống ngân hàng có sự sụt giảm đáng kể ( ROA từ mức 1.09% của năm 2012 về mức 0.62% trong năm 2013, ROE từ mức 11.88% năm 2012 giảm còn 6.31% trong năm 2013). Trong giai đoạn 2013-2015, tỷ lệ tăng trƣởng của 2 chỉ tiêu ROA và ROE có những xu hƣớng thay đổi khác nhau (cụ thể chỉ số ROA trong năm 2014 đạt mức 0.49% và qua năm 2015 đạt mức 0.51%, còn chỉ số ROE có xu hƣớng giảm dần qua từng năm đạt ở mức lần lƣợt là 5.56% và 5.49%). Điều này có thể đƣợc lý giải là do trong năm 2015, ngân hàng đã bán nợ xấu cho cơng ty VAMC dẫn đến chỉ số ROA có xu hƣớng tăng nhẹ nhƣng chỉ số ROE lại giảm. Qua việc phân tích diễn biến thay đổi của 2 chỉ số ROA và ROE của hệ thống ngân hàng có thể thấy đây là diễn biến phù hợp với tình hình của thị trƣờng ngân hàng trong giai đoạn này qua các phân tích về diễn biến lãi suất, tình hình huy động vốn và hoạt động tín dụng mà tác giả đã phân tích ở trên.
4.2 Kết quả nghiên cứu các nhân tố ảnh hƣởng đến hiệu quả hoạt động của các ngân hàng thƣơng mại Việt Nam
4.2.1 Phân tích thống kê mơ tả các biến trong mơ hình
Theo kết quả thống kê tại Bảng 4.2-1 cho thấy có tất cả 374 quan sát trong giai đoạn 2006 - 2016. Với các biến trong mơ hình nghiên cứu, tác giả tập trung mơ tả số liệu giá trị nhỏ nhất, giá trị lớn nhất, giá trị trung bình và độ lệch chuẩn nhằm làm rõ quy mô các biến số.
Bảng 4.2.1 Thống kê mơ tả các biến trong mơ hình nghiên cứu
STT Các biến Số quan sát Giá trị trung bình Độ lệch chuẩn Giá trị nhỏ nhất Giá trị lớn nhất 1 ROE 374 .113908 .0758927 .001 .445 2 ROA 374 0.0125992 .0085154 .001 .055 3 NIM 374 .0342223 .0168088 .002 .082 4 LTA 374 .5515223 .1680880 .000 1.241 5 LDR 374 .5964655 .118967 .051 .75 6 ETA 374 .1309924 .0838118 .029 .461 7 SIZE 374 17.33744 1.692286 11.859 20.562 8 GROW 374 .1417424 .0429695 .01 .34 9 NPL 374 .0225223 .0168088 .001 .125 10 NII 374 .1606882 .2713951 -2.0036 .785564 11 TC/TR 374 9.820909 2.179207 6.5 13.46 12 GGDP 374 6.246364 .7426374 5.25 7.55
STT Các biến Số quan sát Giá trị trung bình Độ lệch chuẩn Giá trị nhỏ nhất Giá trị lớn nhất 13 INF 374 9.28 6.038796 .63 23.12
Nguồn: Kết quả phân tích từ phần mềm Stata 12
4.2.2 Ma trận hệ số tƣơng quan giữa các biến
Qua Bảng 4.2-2 có thể thấy: các hệ số tƣơng quan của các cặp biến tƣơng đối nhỏ, khơng có cặp biến nào có hệ số tƣơng quan lớn hơn 0.9. Điều này có cho biết hiện tƣợng đa cộng tuyến có thể khơng xảy ra giữa các biến trong mơ hình.
Bảng 4.2.2: Bảng ma trận hệ số tƣơng quan các biến trong mơ hình nghiên cứu
Biến ROE ROA NIM LTA LDR ETA SIZE GROW NPL NII TC/TR GGDP INF
ROE 1.0000 ROA 0.4844*** 1.0000 NIM 0.4196*** 0.4008** 1.0000 LTA -0.2165*** -0.2581** -0.2641** 1.0000 LDR 0.3058*** 0.3103* 0.3505** -0.0656 1.0000 ETA -0.1849* 0.1801* -0.1745* 0.0886 -0.0663 1.0000 SIZE -0.4113*** -0.363** -0.3549** -0.0730 0.0159 -0.0053 1.0000 GROW 0.2890** 0.2424** 0.2228** -0.0806 0.0152 -0.0472 0.0906 1.0000 NPL -0.2576*** -0.2360*** -0.2791** 0.0616 -0.0181 -0.0191 -0.0245 -0.0710 1.0000 NII 0.1054* 0.1598* 0.1710* -0.0068 0.0483 -0.0160 0.0396 -0.0640 -0.0253 1.0000 TC/TR -0.3986*** -0.3712** -0.391** -0.0208 0.0180 0.0312 0.0528 0.0641 -0.0930 -0.0185 1.0000 GGDP 0.1610* 0.1685* 0.1359* 0.0700 -0.0271 0.1059 -0.1430 0.1673 0.0628 0.0371 -0.0520 1.0000 INF -0.1127* -0.1433* -0.1224* -0.0673 -0.0558 -0.0124 -0.0971 -0.1455 -0.2009 0.0797 -0.0844 0.0614 1.0000
(***), (**), (*) có ý nghĩa thống kê tại mức α = 1%, 5% và 10%
Kiểm tra đa cộng tuyến theo hệ số VIF
Bảng 4.2.3: Kiểm tra đa cộng tuyến cho mơ hình nghiên cứu:
Biến Mơ hình biến phụ thuộc ROE Mơ hình biến phụ thuộc ROA Mơ hình biến phụ thuộc NIM
VIF VIF VIF
INF 6.37 6.37 6.37 TC/TR 2.68 2.68 2.68 SIZE 2.65 2.65 2.65 NII 2.54 2.54 2.54 GGDP 2.51 2.51 2.51 GROW 2.17 2.17 2.17 ETA 1.70 1.70 1.70 LDR 1.55 1.55 1.55 NPL 1.41 1.41 1.41 LTA 1.19 1.19 1.19 Mean VIF 2.91 2.91 2.91
Nguồn: Kết quả từ phần mềm Stata 12
Khi hệ số nhân tử phóng đại phƣơng sai của biến phụ thuộc (VIF) < 10, mơ hình ít có khả năng xảy ra hiện tƣợng đa cộng tuyến.
Kết quả kiểm tra đa cộng tuyến cho thấy hệ số nhân tử phóng đại phƣơng sai của các biến phụ thuộc (VIF) dao động từ 1.19 đến 6.37 đều nhỏ hơn 10 nên ít có khả năng xảy ra hiện tƣợng đa cộng tuyến.
Kết quả mơ hình nghiên cứu sau khi thực hiện kiểm tra đa cộng tuyến, tác giả đề xuất nhƣ sau:
ROEit = α0 + αiXit + α9 GGDPt + α10 INFt + uit ROAit = β0 + βiXit + β9GGDPt + β10 INFt + uit NIMit = µ0 + µiXit + µ9GGDPt + µ10 INFt + uit 4.2.3 Kết quả hồi quy mơ hình nghiên cứu
Tiến hành hồi quy theo phƣơng pháp bình phƣơng nhỏ nhất, mơ hình hiệu ứng ngẫu nhiên và mơ hình hiệu ứng cố định ta đƣợc kết quả hồi quy nhƣ sau:
Bảng 4.2.4 Kết quả hồi quy theo OLS, REM và FEM
Biến số Pool OLS REM FEM
ROE ROA NIM ROE ROA NIM ROE ROA NIM
Constant -.2863015** .0199124 .1801872** -.2867415** .0224823* -.1472345** -.7288892*** .0369004 3.137453*** LTA -.0823607** -.0824182** -.0648717** -.0793607** -.0858505** -.0758775** -.0646435* -.0646424** -.0645472* LDR .0072243* .0062206** .0069035** .0062243* .0064742 .0065737* .0058728 .0054056 .0059733 ETA -.0295135* .0339085* -.0216901* -.0121588** .0219594* -.0211078 -.2471174* .0209068 -.2471474* SIZE -.0115884** -.0137462** -.0101083** .0017795** -.0143232* -.0124765** -.0175991* -.0143582* -.0175754** GROW .0027795*** .0017733*** .0027795*** -.0865434*** .0017679*** .0016545*** .0015991*** .0017436*** .0015891** NPL -.0835143** -.0858421** -.0804361** .0100745** -.0840222** -.0865334** -.272356 -.0848556 -.267546 NII .0065412** .0020123** .0038424** -.0000181*** .0013912 .0101705*** .0019553* .0019554 .0019753* TC/TR -.0200745*** -.0223786** -.0201092** -.0000181 -.0283822** -.0007112 -.0235889 -.0236266** -.0237112*** GGDP .0012319 .0013219 .0012319 .0011319 .0012733 .0011119 .0589553 .0016723 .0573232
Biến số Pool OLS REM FEM
ROE ROA NIM ROE ROA NIM ROE ROA NIM
INF -.0049899 -.0005118 -.0048022 -.0046752 -.0005148 -.0014552 .0151131 .0153041 .0133232 Hệ số xác định bội hiệu chỉnh (R2) 0.4422 0.4974 0.4325 0.4422 0.4141 0.4312 0.4378 0.4117 0.4355 Giá trị
kiểm định F =18.09 F =9.66 F =24.51 Wald =198.99 Wald =109.67
Wald =164.99
F =11.98 F =5.40 F =29.98
(***), (**), (*) có ý nghĩa thống kê tại mức α = 1%, 5% và 10%
Theo kết quả hồi quy mơ hình POLS, với biến phụ thuộc ROE các biến LTA, LDR, ETA, SIZE, GROW, NPL, NII, TC/TR có ý nghĩa ở mức α = 10%, trong khi đó, biến GGDP, INF khơng có ý nghĩa thống kê. Tƣơng tự với với biến phụ thuộc ROA và NIM.
Sau khi hồi quy bằng phƣơng pháp bình phƣơng nhỏ nhất, tiếp tục hồi quy theo mơ hình REM, kết quả hồi quy cho thấy với biến phụ thuộc ROE các biến LTA, LDR, ETA, SIZE, GROW, NPL, NII có ý nghĩa ở mức α = 10%, trong khi đó, biến TC/TR, GGDP, INF, khơng có ý nghĩa thống kê. Với biến phụ thuộc ROA các biến LTA, LDR, ETA, SIZE, GROW, NPL,TC/TR có ý nghĩa ở mức α = 10%, trong khi đó, biến NII, GGDP, INF khơng có ý nghĩa thống kê. Với biến phụ thuộc NIM các biến LTA, LDR, ETA, SIZE, GROW, NPL, NII có ý nghĩa ở mức α = 10%, trong khi đó, biến TC/TR, GGDP, INF, khơng có ý nghĩa thống kê.
Tiếp tục hồi quy theo mô hình FEM, kết quả hồi quy cho thấy với biến phụ thuộc ROE các biến LTA, ETA, SIZE, GROW, NII có ý nghĩa ở mức α = 1%, trong khi đó, biến LDR, NPL, TC/TR, GGDP, INF khơng có ý nghĩa thống kê. Với biến phụ thuộc ROA các biến LTA, SIZE, GROW, TC/TR có ý nghĩa ở mức α = 10%, trong khi đó, biến LDR, ETA, NPL, NII, GGDP, INF khơng có ý nghĩa thống kê. Với biến phụ thuộc NIM các biến LTA, ETA, SIZE, GROW, NII, TC/TR có ý nghĩa ở mức α = 10%, trong khi đó, biến LDR. NPL, GGDP, INF khơng có ý nghĩa thống kê.
Do các phƣơng pháp khác nhau nên kết quả ƣớc lƣợng của từng mơ hình cũng khác nhau. Nếu chỉ dựa vào kết quả này rất khó để lựa chọn đƣợc mơ hình phù hợp đáp ứng đƣợc mục tiêu nghiên cứu. Vì lý do đó cần phải tiến hành các kiểm định cần thiết.
Bảng 4.2.5: Kết quả kiểm định lựa chọn phƣơng pháp ƣớc lƣợng mô hình nghiên cứu:
Các kiểm định Kết quả kiểm định
Breusch and Pagan
Lagrangian multiplier test
Lựa chọn REM - POLS Prob > chibar2 = 1.0000
Hausman test Lựa chọn FEM-REM Prob>chi2> 0.05
Durbin-Watson Kiểm định tự tƣơng quan
d = 2.097079 d =2. 0217998 d =2. 0624834 Breusch-Pagan / Cook-Weisberg test
Kiểm định phƣơng sai sai số thay đổi theo phƣơng pháp POLS
Prob > chi2 = 0.0000
Prob > chi2 = 0.0002
Prob > chi2 = 0.0003
Nguồn: Kết quả từ phần mềm Stata 12
Kết luận:
+ Mơ hình nghiên cứu khơng có hiện tƣợng phƣơng sai sai số thay đổi, khơng có hiện tƣợng tự tƣơng quan. Do đó, chọn mơ hình POLS để ƣớc lƣợng mơ hình nghiên cứu.
Giải thích các kiểm định của mơ hình nghiên cứu
- Kiểm định nhân tử Largrange lựa chọn RE và Pooled OLS:
Kiểm định nhân tử Largrange cho kết quả Prob > chibar2 = 1.0000 nên không bác bỏ H0 (H0: Var (u) = 0) có sự tác động của yếu tố cố định tới biến phụ thuộc, do đó hồi quy theo phƣơng pháp Pooled OLS hiệu quả hơn.
- Kiểm định Hausman:
Kiểm định Hausman cho kết quả p-value = 0.0000>0.05, do đó với mức ý nghĩa 5% chấp nhận giả thuyết H0 (Có sự khác biệt có hệ thống giữa FEM & REM), chọn phƣơng pháp ƣớc lƣợng REM hiệu quả hơn.
- Kiểm định phƣơng sai thay đổi theo phƣơng pháp POLS:
Với kết quả cho thấy P-value của cả hai mơ hình đều < 5% . Nhƣ vậy mơ hình khơng xảy ra hiện tƣợng phƣơng sai thay đổi.
-Kiểm định Durbin-Watson:
Kết quả kiểm định cho thấy giá trị d của hai mơ hình lần lƣợt mang giá trị 2.07177, 2.0217998, 2. 0624834 (với mức ý nghĩa 5%, tra bảng Durbin-Watson với N = 200 và k = 10 là số biến độc lập: dL = 1.654, dU = 1.885 ta tính đƣợc miền chấp nhận cho giá trị d thuộc (2.115 – 2.346). Nhƣ vậy có thể kết luận mơ hình khơng có hiện tƣợng tự tƣơng quan. Điều này có ý nghĩa là các mơ hình hồi quy khơng vi phạm giả định về tính độc lập của sai số.
Kết luận: Lựa chọn phƣơng pháp ƣớc lƣợng POLS là hiệu quả nhất. Bảng 4.2.6 Kết quả hồi quy các biến độc lập Mơ hình nghiên cứu:
Biến số Pool OLS
ROE ROA NIM
Constant -.2863015** .0199124 .1801872**
LTA -.0823607** -.0824182** -.0648717**
ETA -.0295135* .0339085* -.0216901* SIZE -.0115884** -.0137462** -.0101083** GROW .0027795*** .0017733*** .0027795*** NPL -.0835143** -.0858421** -.0804361** NII .0065412** .0020123** .0038424** TC/TR -.0200745*** -.0223786** -.0201092** GGDP .0012319 .0013219 .0012319 INF -.0049899 -.0005118 -.0048022 Hệ số xác định bội hiệu chỉnh (R2) 0.4422 0.4974 0.4325 Giá trị kiểm định F =18.09 F =9.66 F =24.51
(***), (**), (*) có ý nghĩa thống kê tại mức α = 1%, 5% và 10%
Nguồn: Kết quả từ phần mềm Stata 12
Kết quả hồi quy với biến phụ thuộc ROE các biến LTA, LDR, ETA, SIZE, GROW, NPL, NII, TC/TR có ý nghĩa ở mức α = 10%, trong khi đó, biến GGDP, INF khơng có ý nghĩa thống kê. Tƣơng tự với với biến phụ thuộc ROA và NIM.
Giá trị R2 điều chỉnh ROA, ROE và NIM lần lƣợt là 49.74% và 44.22%; 43.25% chứng tỏ các nhân tố đƣa vào phân tích giải thích đƣợc lần lƣợt là 49.74% và 44.22%; 43.25% đến Lợi nhuận NHTM. Với giá trị R2 điều chỉnh hoàn toàn đủ giá trị tin cậy và chấp nhận đƣợc trong điều kiện kinh doanh tiền tệ tại Việt Nam.
Qua phân tích hồi quy cho thấy mơ hình xây dựng phù hợp với dữ liệu thu đƣợc và kết quả ban đầu cho thấy hiệu quả hoạt động của NHTM phụ thuộc vào các nhân tố theo Bảng 4.3.6. Khi dị tìm sự vi phạm của các giả định cần thiết trong hồi
quy tuyến tính thì đều đƣợc thỏa mãn. Từ đó xác định đƣợc phƣơng trình hồi quy nhƣ sau:
ROEit = -0.2863015 -0.0823607LTA it + 0.0072243LDR it -0.0295135ETA it - 0.0115884SIZEit + 0.0027795GROWit - 0.0835143NPLit + 0.0065412NIIit - 0.0200745 TC/TRit + uit
ROAit = 0.0199124 -0.0824182LTAit + 0.0062206LDRit + 0.0339085ETAit -0.0137462SIZEit + 0.0017733GROWit -0.0858421NPLit + 0.0020123NIIit - 0.0223786 TC/TR it + uit
NIMit = 0.1801872 -0.0648717LTAit + 0.0069035 LDRit -0.0216901 ETAit -0.0101083 SIZEit + 0.0022345 GROWit -0.0804361NPLit + 0.0038424NIIit - 0.0201092 TC/TRit + uit
Trong mơ hình hồi quy, tỷ trọng ảnh hƣởng của NPL là cao nhất (hệ số = - 0.0835143 với biến phụ thuộc ROE và -0.0858421 đối với biến phụ thuộc ROA), tƣơng tự với NIM tỷ trọng ảnh hƣởng của NPL là cao nhất (hệ số = -0.0804361): Điều này cho thấy, trong các biến có ảnh hƣởng đến hiệu quả hoạt động của NHTM thì yếu tố NPL có độ nhạy cao nhất; tỷ trọng ảnh hƣởng của GROW cho mơ hình biến phụ thuộc là ROA, ROE, NIM là thấp nhất (hệ số lần lƣợt là .0017733,0.0027795, 0.0022345) cho mơ hình biến phụ thuộc là ROE, NIM. Nhƣ vậy có thể thấy trong các yếu tố mà tác giả đang xét có ảnh hƣởng đến hiệu quả hoạt động của ngân hàng thì Tỷ lệ nợ quá hạn trên tổng dƣ nợ (NPL) có tác động lớn nhất và yếu tố tỷ lệ tăng trƣởng tổng tài sản của ngân hàng có tác động ít nhất.
Tổng hợp kết quả ở Bảng 4.3.6 cho thấy:
Tỷ lệ nợ quá hạn trên tổng dƣ nợ (NPL)
Kết quả nghiên cứu đã cho thấy Tỷ lệ nợ quá hạn trên tổng dƣ nợ có tác động tiêu cực đến các chỉ tiêu ROA và ROE, NIM, nghịch biến với hiệu quả hoạt động của ngân hàng và có ý nghĩa thống kê với mức ý nghĩa 5%. Kết quả này hoàn toàn phù
hợp với nghiên cứu của Trịnh Quốc Trung & Nguyễn Văn Sang (2013); Pooran Lall (2014); Nguyễn Công Tâm & Nguyễn Minh Hà (2012); Charles B. Murerwa (2015); Aremu Mukaila Ayanda et al (2013). Có thể thấy, khi một ngân hàng có tỷ lệ nợ xấu tăng cao buộc lịng ngân hàng phải trích lập dự phòng lớn cho các khoản nợ này dẫn đến lợi nhuận bị ảnh hƣởng, bên cạnh đó, nợ xấu nhiều có thể dẫn đến rủi ro tín dụng cao và khả năng không thu hồi đƣợc nợ. Kết quả cho thấy Tỷ lệ nợ quá hạn trên tổng dƣ nợ quá cao xảy ra sẽ có tác động ngƣợc chiều đến lợi nhuận NHTM. Nghiên cứu đã tìm đƣợc ý nghĩa thống kê cho mối quan hệ này.
Tỷ lệ cho vay trên Tổng Tài sản (LTA)
Tìm thấy mối quan hệ ngƣợc chiều giữa Tỷ lệ cho vay trên Tổng Tài sản (LTA) với ROA và ROE, NIM với mức ý nghĩa 5%. Kết quả này trái với kỳ vọng của tác giả và kết quả nghiên cứu của Trịnh Quốc Trung & Nguyễn Văn Sang ; Lê Tấn Phƣớc & Bùi Xuân Diễn (2016); Nsambu Kijjambu Frederick ; Aremu Mukaila Ayanda et al (2013); Nguyễn Việt Hùng (2008); Virginie Terraza (2015). Tuy nhiên điều này có thể đƣợc giải thích rằng trong giai đoạn nghiên cứu của luận văn này, hoạt động tín dụng