ROA ROE LNTA EQ_ASS LOAN_TA LLP_TL AE_TA NII_TA
ROA 1 ROE 0.416 1 LNTA (0.331) 0.470 1 EQ_ASS 0.543 (0.395) (0.701) 1 LOAN_TA 0.259 0.069 (0.033) 0.168 1 LLP_TL (0.157) 0.122 0.561 (0.243) 0.111 1 AE_TA 0.090 (0.184) (0.039) 0.330 0.446 0.204 1 NII_TA 0.362 0.279 0.064 0.050 0.143 (0.016) 0.124 1 MS (0.113) 0.515 0.799 (0.453) 0.184 0.498 (0.055) 0.133 LNDEP (0.367) 0.449 0.974 (0.743) (0.082) 0.557 (0.085) 0.054 BOS 0.065 0.120 0.311 (0.019) (0.120) 0.055 0.156 (0.055) BOD 0.003 (0.039) 0.248 0.037 (0.242) 0.098 0.042 (0.052) OWNER (0.196) 0.199 0.525 (0.346) 0.257 0.469 0.050 0.012 MC 0.033 0.041 (0.041) (0.039) 0.099 (0.068) (0.083) 0.088 LNGDP (0.219) (0.157) 0.370 (0.081) 0.021 0.448 0.496 (0.117) INFL 0.088 0.039 (0.094) 0.059 (0.162) (0.135) (0.105) (0.057)
MS LNDEP BOS BOD OWNER MC LNGDP INFL
MS 1 LNDEP 0.735 1 BOS 0.135 0.298 1 BOD 0.060 0.245 0.704 1 OWNER 0.764 0.462 (0.128) (0.138) 1 MC 0.006 (0.063) (0.072) (0.042) 0.000 1 LNGDP 0.039 0.362 0.244 0.202 (0.000) (0.179) 1 INFL (0.004) (0.065) (0.027) (0.047) (0.000) (0.746) (0.201) 1
Bảng 4.6 cung cấp thông tin về tương quan giữa các biến độc lập sử dụng trong mơ hình. Ma trận tương quan cho thấy rằng, nhìn chung tương quan giữa các biến khơng đáng kể (<0.8), có nghĩa là đa cộng tuyến không tồn tại hoặc không nghiêm trọng. Tuy nhiên, tương quan giữa các biến LnDEP và LnTA (logarithm của tổng tài sản), BOS là khá cao. Nguyên nhân do tổng tài sản của các ngân hàng chủ yếu là tiền gửi của khách hàng. Để loại trừ ảnh hưởng của vấn đề này, chạy mơ hình loại từng biến.
Bảng trên cũng cho thấy LnTA, LLP_TL, MS, LnDep, OWNER và LnGDP tương quan không cùng chiều với ROA, các biến còn lại tương quan cùng chiều với ROA.
4.2 Kết quả nghiên cứu
Mối quan tâm của các ngân hàng là có thể làm gì để tăng cường hoạt động vì thế các nguồn lực khan hiếm có thể được phân bổ để được sử dụng cách tốt nhất và khơng phí phạm trong việc cung cấp dịch vụ và hàng hố. Với mục đích này, bài nghiên cứu kiểm tra xem các đặc điểm của Ngân hàng có liên quan đến mức độ tạo ra lợi nhuận của Ngân hàng không. Trong các phân tích trên, bài nghiên cứu sẽ phân tích xem sự hoạt động của Ngân hàng dựa trên các kiểm định.
Kết quả hồi quy tập trung vào mối quan hệ giữa khả năng sinh lời của Ngân hàng và các nhân tố nội sinh và vĩ mô như đã đề cập ở trên.
Mơ hình nghiên cứu của bài sử dụng dữ liệu bảng cân bằng (balanced panel data) được hồi quy theo 2 cách ảnh hưởng ngẫu nhiên (REM) và ảnh hưởng cố định (FEM). Để tìm hiểu xem phương pháp hồi quy nào là phù hợp nhất bài nghiên cứu sử dụng kiểm định Hausman (Hausman, 1978). Hồi quy phương trình trên cho tồn mẫu, sau đó phân mẫu ra thành các NHTMCP và NHTMNN theo báo cáo của Ngân hàng Nhà nước Việt Nam.
4.2.1 Kết quả hồi quy dữ liệu ROA và các biến độc lập với mẫu các NHTMNN
Thực hiện hồi quy dữ liệu với mô hình các ảnh hưởng ngẫu nhiên với đầy đủ các biến và kiểm định Hausman:
Giá trị p-value > 0,05, chấp nhận Ho, FEM khơng hợp lý, nên sử dụng REM.
Mơ hình các ảnh hưởng ngẫu nhiên với đầy đủ các biến cho thấy các biến LnTA (logarithm tổng tài sản), LLP_TL (tỷ lệ dự phòng nợ/ tổng tài sản), MS (thị phần), LnDep (logarithm tổng tiền gửi khách hàng), BOS (yếu tố người nước ngoài trong ban quản trị), BOD (yếu tố người nước ngoài trong ban điều hành), OWNER (hình thức sở hữu), LnGDP (logarithm của tổng sản phẩm quốc nội), INFL (lạm phát) khơng có ý nghĩa thống kê trong việc tác động lên ROA của các NHTMVN.
Bảng bên dưới trình bày kết quả hồi quy tác động của các nhân tố đặc trưng của ngân hàng và các nhân tố vĩ mô sử dụng các mơ hình FEM và REM, dữ liệu là tồn bộ các ngân hàng trong mẫu. Thống kê t được trình bày dưới các hệ số hồi quy.
Bảng 4.7. Kết quả hồi quy toàn bộ mẫu (ROA)
Variable Fixed Random
LNTA -0.00112 0.00019 -0.41807 0.09535 EQ_ASS 0.03196 (*) 0.04202 (**) 2.46408 3.72243 LOAN_TA 0.01053 (*) 0.01198 (**) 2.00420 2.89930 LLP_TL -0.00042 0.05197 -0.00378 0.51966 AE_TA -0.26645 (*) -0.26748 (**) -2.46943 -2.80999 NII_TA 0.46946 (*) 0.41462 (*) 6.12891 5.87239 MS 0.05543 0.04778 0.48993 0.78876 LNDEP -0.00019 -0.00093 -0.10729 -0.55974 BOS 0.00181 (*) 0.00326 0.80665 1.84219 BOD -0.00097 -0.00154 -0.45533 -0.81220 OWNER NA -0.00363 NA -1.17915 MC 0.01702 0.01859 1.31738 1.46529 LNGDP 0.00238 0.00085 0.62967 0.33328 INFL 0.00029 (**) 0.00031 (**) 1.95330 2.12242 C -0.03332 -0.01320 -0.59111 -0.284574
Hausman test Prob.=1
R-squared 0.684703 0.515998
Nguồn: Kết quả do tác giả tính tốn, tổng hợp
* có ý nghĩa thống kê ở mức 1% ** có ý nghĩa thống kê ở mức 5% *** có ý nghĩa thống kê ở mức 10%
Các mơ hình được xem là tốt khi các nhân tố hầu như ổn định xuyên suốt các kiểm định. Khả năng giải thích của mơ hình là khá cao, trong khi thống kê F của các mơ hình là trọng yếu với mức ý nghĩa 10%.
Thực hiện hồi quy cho các biến có ý nghĩa thống kê, sau đó thực hiện kiểm định Wald đối với các biến bị loại (là các biến khơng có ý nghĩa thống kê), cho kết quả p-value = 0,7491 > 0.1, chấp nhận Ho: các biến bị loại không ảnh hưởng đến mơ hình. Nghiên cứu được phương trình cuối cùng như sau:
ROA = 0.0469*EQ_ASS + 0.01258*LOAN_TA - 0.29275*AE_TA + 0.42673*NII_TA + 0.00229*BOS + 0.00014*INFL - 0.00143+ [CX=R] (1)
Bảng 4.8. Kết quả hồi quy toàn bộ mẫu (ROA)
Fixed Random EQ_ASS 0.034566 (*) 0.046899 (*) 3.406807 6.745244 LOAN_TA 0.01208 (*) 0.012578 (*) 2.674503 3.400904 AE_TA -0.278327 (*) -0.292749 (*) -3.68019 -4.135868 NII_TA 0.474169 (*) 0.426731 (*) 6.576352 6.473395 BOS 0.001167 0.002285 (***) 0.727958 1.844935 INFL 0.000155 (***) 0.000142 (***) 1.869046 1.763117 C -5.95E-05 -0.001431 -0.022084 -0.600296
Hausman test prob. = 0.3924
R-squared 0.676929 0.492906
Nguồn: Kết quả do tác giả tính tốn, tổng hợp
Bảng trên trình bày kết quả hồi quy tác động của các nhân tố (có ý nghĩa thống kê từ mơ hình ban đầu) sử dụng các mơ hình (fixed effect, random effect), dữ liệu là toàn bộ các ngân hàng trong mẫu. Thống kê t được trình bày dưới các hệ số hồi quy. * có ý nghĩa thống kê ở mức 1% ** có ý nghĩa thống kê ở mức 5% *** có ý nghĩa thống kê ở mức 10%
biến này là tốt nhất.
Xem xét đa cộng tuyến trong mơ hình trên bằng cách chạy mơ hình hồi quy phụ lần lượt đối với các biến độc lập trong mơ hình trên. Tính VIF – nhân tử phóng đại phương sai của các mơ hình hồi quy phụ đều <10, nên mơ hình (1) khơng bị đa cộng tuyến.
Thực hiện kiểm định phương sai sai số thay đổi với mơ hình (3) bằng Breusch và Pagan (1979). Chạy mơ hình hồi quy phụ:
Với giả thiết: Ho:
H1: có ít nhất một ở trên khác khơng.
LM1=11.378328 > 10.64, bác bỏ Ho: Có phương sai sai số thay đổi. Phương sai sai số thay đổi xuất hiện trong mơ hình được giải thích như ở phần 3.1. Phương pháp nghiên cứu. Khắc phục PSSSTĐ bằng phương pháp có trọng số, dùng mơ hình Generalized Least Squares (FGLS) và thực hiện theo White (1980) để kiểm tra lại dấu và hệ số của các biến trong mơ hình ban đầu. Phương trình cuối cùng có dấu của các biến giải thích khơng đổi và hệ số chỉ thay đổi không đáng kể, cụ thể như sau:
ROA = 0.04497*EQ_ASS + 0.00985*LOAN_TA - 0.260050*AE_TA + 0.344814*NII_TA + 0.003297*BOS + 0.00022*INFL - 0.00076
Tỷ lệ EQ/ASS có ảnh hưởng đồng biến với khả năng sinh lời của Ngân hàng với mức ý nghĩa 1%. Kết quả này ủng hộ cho nghiên cứu của Demiruguc Kunt và Huizinga (2000) và Zeitun (2012), các ngân hàng có tỷ lệ vốn cao có khả năng phá sản thấp, vì vậy giảm chi phí vốn. Hơn thế nữa, cấu trúc vốn mạnh là cần thiết cho các nền kinh tế đang phát triển, vì nó chống đỡ các cuộc khủng hoảng tài chính, và tăng sự an tồn cho các khoản tiền gửi trong các điều kiện vĩ mơ khơng ổn định. Tỷ lệ này có thể giải thích 22% tỷ suất sinh lời của Ngân hàng và mỗi đồng tăng lên của thu nhập từ dịch vụ phi tín dụng làm ROA tăng lên 4.5%. Để tăng khả năng sinh
lợi của ngân hàng, các ngân hàng cần tăng vốn. Tuy nhiên, việc tăng vốn để tăng quy mô hoạt động mà trong nghiên cứu này quy mơ khơng có ý nghĩa thống kê, ngoài ra, tăng quy mô gắn liền với việc tăng chi phí hoạt động mà có tác động ngược chiều như trong kết quả nghiên cứu bên dưới thì cần xem xét kỹ. Do đó, các NHTMVN cần tăng vốn để đầu tư phát triển theo chiều sâu như phát triển các dịch vụ mới, đa dạng và nâng cao cơng nghệ nhằm có khả năng sinh lời cao hơn và phát triển bền vững hơn.
Đối với mức thanh khoản của Ngân hàng, Loan/TA (tỷ lệ cho vay/ tài sản) là đồng biến với ROA - khả năng sinh lợi của Ngân hàng, chỉ ra mối quan hệ nghịch biến giữa khả năng sinh lợi của Ngân hàng và mức tài sản thanh khoản nắm giữ. Tỷ lệ này càng cao có nghĩa là khả năng thanh khoản kém hơn, kết quả ngụ ý rằng Ngân hàng có nhiều (ít) tài sản thanh khoản hơn thì có khả năng sinh lời kém (cao) hơn. Kết quả này phù hợp với kết quả của Trương Quang Thông (2012) là cần tăng tỷ lệ vay dài hạn lên để nâng cao ROA. Điều này có thể giải thích như sau, đặc biệt là đối với các ngân hàng nhỏ ở Việt Nam có ROA cao nhất trong các nhóm ngân hàng là do các ngân hàng nhỏ tìm cách phát triển và giành được thị phần bằng cách cho vay cho những người có rủi ro cao, là các khoản vay rủi ro mà các ngân hàng lớn từ chối cho phép các ngân hàng có thị phần nhỏ hơn để phát triển. Rủi ro tín dụng lớn hơn gắn liền với nguy cơ vỡ nợ và nợ xấu tăng lên nên ngân hàng sẽ tăng lãi suất cho vay và từ đó làm tăng ROA. Tỷ lệ này chỉ giải thích khoảng 4.7% tỷ suất sinh lời của Ngân hàng và có hệ số ảnh hưởng khơng đáng kể (0.012578).
Hệ số của biến NII/TA là dương và thống kê có ý nghĩa với mức 1%. Kết quả cho thấy rằng ngân hàng có tỷ lệ thu nhập từ dịch vụ phi tín dụng cao như mua bán đầu tư chứng khoán và các dịch vụ khác có khả năng sinh lời tốt hơn. Như trong kiểm định mơ hình, mức độ ảnh hưởng của NII/TA đối với khả năng sinh lời lớn. Tỷ lệ này có thể giải thích 21,5% tỷ suất sinh lời của Ngân hàng và mỗi đồng tăng lên của thu nhập từ dịch vụ phi tín dụng làm ROA tăng lên 0,345. Kết quả này đi ngược lại với kết quả của Demirgỹỗ-Kunt v Harry Huizinga (2000) nhưng đồng nhất với Sufian (2011) và Alper và Anbar (2011), cho rằng thu nhập từ các mảng kinh doanh
mới làm tăng khả năng hoạt động của Ngân hàng một cách đáng kể.
Đối với chi phí quản lý, ảnh hưởng của chi phí quản lý/ tổng tài sản đối với ROA là nghịch biến và đáng kể. Kết quả này cho thấy rằng chi phí quản lý tăng lên (giảm xuống) làm giảm (tăng) khả năng sinh lời của Ngân hàng 29%. Rõ ràng, quản lý chi phí hoạt động một cách hiệu quả là vấn đề tiên quyết cho việc tăng cường khả năng sinh lợi của Ngân hàng Việt Nam. Hệ số của biến AE/TA cho thấy, nếu Ngân hàng càng chú trọng đến quản lý chi phí thì hiệu quả hoạt động càng lớn. Các ngân hàng Việt Nam cũng chưa đạt đến trình độ trưởng thành khi mà chi phí tăng lên thì lợi nhuận càng tăng.
Lạm phát ảnh hưởng đến ROA có ảnh hưởng tích cực đến ROA nhưng khơng nhiều. Kết quả này đi ngược lại với kỳ vọng tuy nhiên ủng hộ cho nghiên cứu của Sufian (2011). Kết quả này có thể được giải thích như sau:
Ở Việt Nam, giai đoạn năm 2007 – 2012, lạm phát khá cao, đặc biệt là năm 2008 (19.9%), 2010 (11.75%) và 2011 (18.13%). Trong giai đoạn này, các ngân hàng đã chủ động nâng lãi suất huy động lên cao hơn lạm phát dưới các hình thức chi khuyến mãi, chi tiếp thị, chi hoa hồng môi giới huy động vốn... để cạnh tranh trong việc huy động vốn. Từ việc lãi suất huy động tăng cao, các NHTM đã tăng lãi suất cho vay lên khoảng 20- 23%/năm trong năm 2011. Do đó, trong giai đoạn này, lạm phát làm tăng hiệu suất hoạt động.
4.2.2 Kết quả hồi quy dữ liệu ROE và các biến độc lập với mẫu các NHTMNN
Tương tự, thực hiện hồi quy dữ liệu với mơ hình các ảnh hưởng ngẫu nhiên với đầy đủ các biến để xác định mối quan hệ giữa ROE và các biến đặc trưng của ngân hàng và các biến vĩ mô. Thực hiện kiểm định Hausman có giá trị p-value > 0,05, chấp nhận Ho, FEM khơng hợp lý, nên sử dụng REM.
Mơ hình cho thấy các biến LnTA (logarithm tổng tài sản), LOAN_TA (tỷ lệ cho vay/ tổng tài sản), LLP_TL (tỷ lệ dự phòng các khoản nợ xấu/tổng dư nợ), AE_TA (tỷ lệ chi phí quản lý/ tổng tài sản), LnDep (logarithm tổng tiền gửi khách hàng), BOS (yếu tố người nước ngoài trong ban quản trị), MC (mức độ phát triển thị
trường chứng khoán), INFL (lạm phát) khơng có ý nghĩa thống kê trong việc tác động lên tỷ suất lợi nhuận trên vốn chủ sở hữu (bảng 4.9)
Bảng 4.9. Kết quả hồi quy toàn bộ mẫu (ROE)
Fixed Random LNTA 0.031353 0.017473 1.535909 1.105444 EQ_ASS -0.18481 (***) -0.16882 (***) -1.86321 -1.90553 LOAN_TA 0.051001 0.03212 1.269392 0.979034 LLP_TL -0.35819 -0.17894 -0.41813 -0.22855 AE_TA -0.07365 (***) -0.36009 -0.08925 -0.48454 NII_TA 1.828118 (*) 1.686386 (*) 3.120842 3.076549 MS 2.066338 (**) 1.31555 (*) 2.388008 2.625602 LNDEP -0.01002 -0.00899 -0.73214 -0.70009 BOS 0.009248 0.013278 0.540285 0.942537 BOD -0.02063 -0.02504 (***) -1.26659 -1.68494 OWNER NA -0.07894 (*) NA -3.00764 MC -0.01717 0.008071 -0.17376 0.08305 LNGDP -0.06066 (**) -0.03617 (***) -2.10185 -1.78627 INFL 0.000612 0.000656 0.541216 0.594589 C 0.969181 (**) 0.704186 (***) 2.248228 1.953888
Hausman test prob. = 1
R-squared 0.672898 0.48464
Nguồn: Kết quả do tác giả tính tốn, tổng hợp
Bảng 4.9 trình bày kết quả hồi quy tác động của các nhân tố sử dụng các mơ hình (fixed effect, random effect), dữ liệu là toàn bộ các ngân hàng trong mẫu. Thống kê
t được trình bày dưới các hệ số hồi quy.
* có ý nghĩa thống kê ở mức 1% ** có ý nghĩa thống kê ở mức 5% *** có ý nghĩa thống kê ở mức 10%
Thực hiện hồi quy cho các biến có ý nghĩa thống kê, sau đó thực hiện kiểm định Wald đối với các biến bị loại (là các biến khơng có ý nghĩa thống kê), cho kết quả p-value = 0.9048 > 0.1, chấp nhận Ho: các biến bị loại không ảnh hưởng đến mơ hình. Nghiên cứu được phương trình cuối cùng như sau (bảng 10):
ROE = -0.1982*EQ_ASS + 1.687312*NII_TA + 1.620038*MS – 0.07763OWNER -0.03385*LNGDP -0.0338517 + [CX=R] (2)
Bảng 4.10. Kết quả hồi quy toàn bộ mẫu (ROE)
Fixed Random EQ_ASS -0.22823 (*) -0.1982 (*) -3.08465 -3.50915 NII_TA 1.859229 (*) 1.687312 (*) 3.362658 3.258935 MS 2.378824 (*) 1.620038 (*) 3.3404 5.259015 OWNER NA -0.07763 (*) NA -3.42417 LNGDP -0.03656 (*) -0.03385 (*) -3.71819 -3.51102 C 0.852 (*) 0.819815 (*) 4.07761 3.963049 Hausman test prob. = 1
R-squared 0.65689 0.457764
Nguồn: Kết quả do tác giả tính tốn, tổng hợp
Bảng 4.10 trình bày kết quả hồi quy tác động của các nhân tố (có ý nghĩa thống kê từ mơ hình ban đầu) sử dụng các mơ hình (fixed effect, random effect), dữ liệu là toàn bộ các ngân hàng trong mẫu. Thống kê t được trình bày dưới các hệ số hồi quy. * có ý nghĩa thống kê ở mức 1% ** có ý nghĩa thống kê ở mức 5% *** có ý nghĩa thống kê ở mức 10%
Xem xét đa cộng tuyến trong mơ hình trên bằng cách chạy mơ hình hồi quy phụ lần lượt đối với các biến độc lập trong phương trình trên. Tính VIF – nhân tử phóng đại phương sai của các mơ hình hồi quy phụ đều <10, nên mơ hình (2) khơng bị đa
cộng tuyến.
Thực hiện kiểm định phương sai sai số thay đổi với mơ hình (3) bằng Breusch và Pagan (1979). Chạy mơ hình hồi quy phụ:
Với giả thiết: Ho:
H1: có ít nhất một ở trên khác khơng.
LM1=0.156468<9.24, chấp nhận Ho: Khơng có phương sai sai số thay đổi.
Tỷ lệ EQ/ASS có ảnh hưởng nghịch biến với ROE của Ngân hàng với mức ý nghĩa 1%. Tỷ lệ này có thể giải thích 9% tỷ suất lợi nhuận/ vốn chủ sở hữu của Ngân hàng và mỗi đồng tăng lên của thu nhập từ dịch vụ phi tín dụng làm ROE giảm xuống 2%.
Hệ số của biến NII/TA là dương và có ý nghĩa thống kê với mức 1%. Kết quả cho thấy rằng ngân hàng có tỷ lệ thu nhập từ dịch vụ phi tín dụng cao như mua bán đầu tư chứng khoán và các dịch vụ khác có khả năng sinh lời tốt hơn. Tỷ lệ này có thể giải thích 6% tỷ suất sinh lời của Ngân hàng và mỗi đơn vị tăng lên của thu nhập từ dịch vụ phi tín dụng/ tổng tài sản làm ROE tăng lên 1.687 đơn vị.
Thị phần của ngân hàng có tác động tích cực đến ROE, mỗi đơn vị tăng thêm của