CHƢƠNG 4 NỘI DUNG VÀ KẾT QUẢ NGHIÊN CỨU
4.1. Kết quả kiểm định các nhân tố tác động đến cấu trúc vốn của các Ngân hàng
Ngân hàng thƣơng mại tại Việt Nam
4.1.1. Mô tả thống kê các biến độc lập và địn bẩy tài chính
Bảng 4.1: Thống kê mơ tả biến phụ thuộc và các biến độc lập giai đoạn từ năm 2007 – 2011
LEV SIZE GROWTH LIQ TANG PRO
N Valid 150 150 150 150 150 150 Missing 0 0 0 0 0 0 Mean 87.0997 748.5902 79.4461 71.9171 1.7115 1.6428 Median 89.4073 743.9921 41.4882 66.4210 1.1687 1.5202 Std.Deviation 8.28795 56.75462 151.61125 28.55037 1.83982 .94901 Minimum 49.43 605.79 -40.69 19.90 .10 .18 Maximum 96.95 866.33 1266.11 280.31 13.56 5.25 Sum 13064.95 112288.52 11916.92 10787.57 256.73 246.41
(Nguồn: Tác giả chạy mơ hình từ phần mềm SPSS 20)
Bảng 4.1 cho thấy một cái nhìn tổng quát về CTV và các nhân tố tác động đến CTV của Ngân hàng, cụ thể như sau:
Tỷ lệ Tổng nợ/tổng tài sản bình quân (Leverage) là 87%, mức cao nhất là 96,95% và mức thấp nhất là 49,43%.
Tỷ lệ quy mơ Ngân hàng bình quân (Size) là 748,59%, mức cao nhất là 866,33% và thấp nhất là 605,79%.
Tỷ lệ cơ hội tăng trưởng qua từng năm của Ngân hàng (Growth opportunities) là 79,45%, mức cao nhất là 1.266,11% và thấp nhất là -40,69%.
Tỷ lệ bình qn tính thanh khoản (Liquidity) của Ngân hàng là 71,92%, mức cao nhất là 280,31% và mức thấp nhất là 19,9%.
Tỷ lệ bình quân giữa tài sản cố định/tổng tài sản (Tangibility of assets) là 1,71%, mức cao nhất là 13,56% và mức thấp nhất là 0,1%.
Tỷ lệ bình quân giữa lợi nhuận trước thuế/tổng tài sản (Profitability) của Ngân hàng là 1,64%, mức cao nhất là 5,25% và mức thấp nhất là 0,18%.
Từ kết quả trên, nhận thấy rằng các NHTM tại Việt Nam có tỷ lệ nợ bình qn khá cao trong cấu trúc tài sản, điều này có thể ảnh hưởng mạnh mẽ đến tính thanh khoản của các Ngân hàng khi sử dụng đòn bẩy nợ cao trong hoạt động kinh doanh. Nhưng kết quả này lại khá tương đồng so với một số nghiên cứu trên thế giới cụ thể như: tỷ lệ nợ bình quân tại các Ngân hàng thuộc các quốc gia đang phát triển trong khu vực Châu Á # 91,96% (Hoa Nguyen, Zainab Kayani (2013)); tại Ngân hàng ở Pakistan # 85,78% (Sajid Gul và các cộng sự (2012); Khizer Ali và cộng sự (2011)); tại Ngân hàng ở Ghana # 87% (Mohammed Amidu (2007)).
4.1.2. Phân tích ma trận hệ số tương quan giữa các biến
Từ kết quả tính tốn của phần mềm SPSS ta có kết quả về mối quan hệ tương quan giữa các biến độc lập với nhau; giữa biến phụ thuộc và biến độc lập như bảng sau:
Bảng 4.2: Mối quan hệ tƣơng quan giữa các biến
LEV SIZE GROWTH LIQ TANG PRO
LEV Pearson Correlation 1 Sig. (2-tailed) N 150 SIZE Pearson Correlation .712** 1 Sig. (2-tailed) .000 N 150 150 GROWTH Pearson Correlation -.001 -.211** 1 Sig. (2-tailed) .988 .009 N 150 150 150 LIQ Pearson Correlation -.525** -.259** -.239** 1 Sig. (2-tailed) .000 .001 .003 N 150 150 150 150 TANG Pearson Correlation -.454** -.370** -.108 .237** 1 Sig. (2-tailed) .000 .000 .188 .004 N 150 150 150 150 150 PRO Pearson Correlation -.596** -.321** -.039 .390** .104 1 Sig. (2-tailed) .000 .000 .632 .000 .204 N 150 150 150 150 150 150
** Correlation is significant at the 0.01 level (2-tailed). * Correlation is significant at the 0.05 level (2-tailed).
(Nguồn: Tác giả chạy mơ hình từ phần mềm SPSS 20)
Theo bảng 4.2 nhận thấy rằng khơng có hiện tượng tương quan giữa các cặp biến độc lập trong mơ hình và giá trị tương quan lớn nhất là 0,712. Điều này cho thấy các biến trong mơ hình là phù hợp.
Bảng kết quả cho thấy hệ số tương quan giữa CTV và quy mô của Ngân hàng là khá lớn. Điều này một lần nữa khẳng định rằng các Ngân hàng có quy mô lớn sẽ dễ dàng trong việc huy động các nguồn vốn từ bên ngồi. Có mối tương quan tỷ lệ nghịch giữa CTV của Ngân hàng với lợi nhuận, tài sản hữu hình và tính thanh khoản. Điều này phù hợp với lý thuyết trật tự phân hạng là các Ngân hàng có lợi nhuận, tài sản cao cũng như tính thanh khoản tốt thường sử dụng ít nợ bởi vì để hạn chế sự bất cân xứng thơng tin và giảm nguy cơ khó khăn tài chính trong hoạt động của mình.
4.1.3. Đánh giá mức độ phù hợp của mơ hình
Bảng 4.3: Bảng đánh giá độ phù hợp của các mơ hình và kiểm tra tự tƣơng quan
Model R R Square Adjusted R Square Std. Error of the Estimate Durbin- Watson (1) (2) (3) (4) (5) (6) 1 .862a 0.744 0.735 4.26919 1.507
(Nguồn: Tác giả chạy mơ hình từ phần mềm SPSS 20)
Bảng kết quả cho thấy mơ hình có giá trị R2 điều chỉnh là 0,735 tức là 73,5% biến phụ thuộc CTV được giải thích bởi các biến độc lập trong mơ hình.
Với giá trị R2 điều chỉnh như trên thì mơ hình được lựa chọn có tỷ lệ khá tương đồng so với nghiên cứu của Sajid Gul, Muhammad Bital Khan, Nasir Razzad, Naveed Saif tại Pakistan (2012) có R2 điều chỉnh là 66,56% trong giai đoạn từ năm 2002 – 2009 nhưng lại tương đối thấp so với nghiên cứu của Khizer Ali, Muhammad Farhan Akhtar và Shama Sadaqat tại Pakistan (2011) trong giai đoạn 2006 – 2009 là 94%, hay nghiên cứu của Mohammad Amidu tại Ghana (2007) từ 1998 – 2003 là 99,4%. Lý do, thị trường tài chính của Việt Nam chưa phát triển hồn chỉnh cũng như tính minh bạch thơng tin của Ngân hàng chưa được rõ ràng.
Do vậy, các nhân tố trong mơ hình đã giải thích được 73,5% biến phụ thuộc là phù hợp và chấp nhận được.
4.1.4. Kiểm định độ phù hợp của mơ hình
Để kiểm định mức độ phù hợp của mơ hình hồi quy, tác giả sẽ kiểm định F nhằm chấp nhận hay bác bỏ giả thuyết H0. Nếu giá trị Sig. của thống kê F lớn hơn mức ý nghĩa xác định thì chấp nhận giả thuyết H0, ngược lại bác bỏ giả thuyết H0.
Bảng 4.4: Kết quả kiểm định mức độ phù hợp của mơ hình hồi quy
Model
Sum of
Squares df Mean Square F Sig.
(1) (2) (3) (4) (5) (6) 1 Regression 7610.300 5 1522.060 83.511 .000b Residual 2624.537 144 18.226 Total 10234.836 149
a. Dependent Variable: LEV
b. Predictors: (Constant), PRO, GROWTH, TANG, LIQ, SIZE
(Nguồn: Tác giả chạy mơ hình từ phần mềm SPSS 20)
Bảng 4.4 cho ta kết quả như sau: giá trị Sig. của thống kê F là 0.000 < 0.05 và F = 83.511 nên ta bác bỏ giả thuyết H0 cho rằng khơng có mối tương quan có ý nghĩa thơng kê giữa các biến độc lập và địn bẩy tài chính. Vậy mơ hình mà ta đã xây dựng phù hợp với số liệu thu thập được.
Kết quả mơ hình như sau:
LEVit = 45.384 + 0.070SIZE + 0.001GROWTH – 0.064LIQ – 0.843TANG – 2.934PRO
4.1.5. Kiểm tra hiện tượng đa cộng tuyến của mơ hình
Đa cộng tuyến là trạng thái các biến độc lập trong mơ hình có tương quan chặt chẽ với nhau. Dữ liệu xây dựng mơ hình cho nghiên cứu này là dữ liệu chéo nên hiện tượng đa cộng tuyến rất có thể xảy ra. Việc kiểm tra hiện tượng đa cộng tuyến là rất cần thiết vì nếu hiện tượng này xảy ra thì các hệ số hồi quy trong mơ hình trở nên khơng cịn chính xác nữa.
Bảng 4.5: Kiểm tra hiện tƣợng đa cộng tuyến của mơ hình
Model Unstandardized Coefficients Standardized Coefficients t Sig. Collinearity Statistics B Std.Error Beta Tolerance VIF
(1) (2) (3) (4) (5) (6) (7) (8) 1 (constant) 45.384 6.160 7.368 .000 SIZE .070 .007 .481 9.498 .000 .696 1.438 GROWTH .001 .003 .014 .305 .761 .839 1.193 LIQ -.064 .014 -.221 -4.532 .000 .747 1.339 TANG -0.843 .211 -.187 -4.001 .000 .814 1.229 PRO -2.934 .414 -.336 -7.083 .000 .791 1.264
a.Dependent Variable: LEV
(Nguồn: Tác giả chạy mơ hình từ phần mềm SPSS 20)
Kết quả cho thấy các hệ số khuếch đại phương sai (VIF) của các biến độc lập trong mơ hình có giá trị rất nhỏ và nhỏ hơn 10. Vì vậy, hiện tượng đa cộng tuyến khơng xảy ra trong mơ hình hồi quy này.
4.1.6. Kiểm tra giả định quan hệ tuyến tính và phương sai bằng nhau
Biểu đồ 4.1: thể hiện sự phân tán giữa phần dƣ và giá trị dự đốn của LEV
Từ hình vẽ cho thấy rằng giả định liên hệ tuyến tính và phương sai của mơ hình hồi quy được thỏa mãn vì trong hình vẽ trên khơng thấy sự liên hệ gì giữa giá trị dự đốn và phần dư, chúng được phân tán rất ngẫu nhiên.
4.1.7 Kiểm tra giả định về phân phối chuẩn của các phần dư
Hình vẽ cho thấy rằng phân phối phần dư của mơ hình hồi quy đều có hình dạng của phân phối chuẩn với độ lệch chuẩn (Std.Dev.) gần bằng 1 và giá trị trung bình của phần dư (Mean) xấp xỉ bằng 0. Vì vậy, giả định về phân phối chuẩn của phần dự được thỏa mãn.
4.2. Kết quả của mơ hình
Bảng 4.6: Kết quả chạy hồi quy OLS cho mơ hình
Model Unstandardized Coefficients Standardized Coefficients t Sig. B Std.Error Beta (1) (2) (3) (4) (5) (6) 1 (constant) 45.384 6.160 7.368 .000 SIZE .070 .007 .481 9.498 .000 GROWTH .001 .003 .014 .305 .761 LIQ -.064 .014 -.221 -4.532 .000 TANG -0.843 .211 -.187 -4.001 .000 PRO -2.934 .414 -.336 -7.083 .000
(Nguồn: Tác giả chạy mơ hình từ phần mềm SPSS 20)
Bảng 4.6 cho thấy kết quả chạy hồi quy OLS cho mơ hình các nhân tố tác động đến CTV của các NHTM tại Việt Nam, cột số (4) cho thấy mối quan hệ giữa các nhân tố tác động đến CTV và cột (6) thể hiện giá trị Sig. của các nhân tố quy mô Ngân hàng (Size), tính thanh khoản (Liquidity), tài sản hữu hình (Tangibility) và tỷ suất sinh lợi (Profitability) nhỏ hơn 5% cho thấy mối quan hệ của các nhân tố này có ý nghĩa thống kê, đối với nhân tố cơ hội tăng trưởng (Growth) có giá trị lớn hơn 5% nên khơng có ý nghĩa thống kê.
Từ kết quả của mơ hình hồi quy OLS tác giả tổng hợp các kết quả đạt được như sau:
Bảng 4.7: Kết quả nghiên cứu các nhân tố tác động đến CTV của các NHTM
Nhân tố tác động Ký hiệu Các nghiên cứu thực nghiệm
Kỳ vọng Kết quả nghiên cứu Tƣơng quan Ý nghĩa
Quy mô ngân hàng SIZE + + + 1% Cơ hội tăng trưởng GROWTH + + ?
Tính thanh khoản LIQ - - - 1% Tài sản hữu hình TANG - - - 1% Lợi nhuận PRO - - - 1%
(Nguồn: tác giả xử lý số liệu thông qua phần mềm SPSS 20)
Từ bảng tóm tắt trên cho ta kết quả nghiên cứu tổng quát sự ảnh hưởng của các biến độc lập đến CTV của các NHTM tại Việt Nam như sau:
+ Nhân tố quy mơ có mối quan hệ tỷ lệ thuận với địn bẩy tài chính của Ngân hàng tại mức ý nghĩa là 1% và là nhân tố tác động mạnh mẽ nhất lên địn bẩy tài chính. Điều này có nghĩa rằng với quy mơ Ngân hàng càng lớn thì địn bẩy tài chính càng tăng. Như ta đã biết, Ngân hàng là một ngành đặc thù của nền kinh tế, việc huy động vốn của Ngân hàng chủ yếu dựa trên sự tín nhiệm của người dân đối với Ngân hàng đó mà khơng địi hỏi cần có tài sản thế chấp. Do vậy, Ngân hàng có quy mơ càng lớn sẽ càng nhận được sự tín nhiệm cao hơn. Điều này được minh chứng rõ ràng việc các NHTM tại Việt Nam trong thời gian qua đã đua nhau mở rộng mạng lưới hoạt động từ thành thị đến nông thôn nhằm tạo điều kiện thuận lợi cho khách hàng trong việc giao dịch giúp các Ngân hàng gia tăng nguồn tiền nhàn rỗi trong dân chúng một cách tối đa cũng như nâng cao giá trị thương hiệu. Kết quả này đồng nhất với kết quả nghiên cứu của Reint Gropp và Florian Heider (2009), Sajid Gul và cộng sự (2012), Khizer Ali cùng các cộng sự (2011) Mohammad Amidu (2011), Hoa Nguyen cùng Zainab Kayani (2013) khi nghiên cứu về CTV Ngân hàng tại các quốc gia trên thế giới.
+ Biến cơ hội tăng trưởng tác động cùng chiều với CTV của Ngân hàng, sự tác động này khá thấp tuy nhiên lại khơng có ý nghĩa về mặt thống kê. Trong khi đó một số nghiên cứu thực nghiệm tại các nước trên thế giới thì thể hiện mối tương quan với địn bẩy tài chính và có ý nghĩa thống kê như nghiên cứu của Sajid Gul cùng cộng sự (2012) về CTV tại khu vực Ngân hàng và khu vực bảo hiểm ở Pakistan, nghiên cứu của Mohammed Amidu (2007) về CTV của các Ngân hàng tại Ghana hay nghiên cứu của Nguyễn Hoàng Châu (2011) về CTV của NHTM tại Việt Nam thì biến cơ hội tăng trưởng tác động cùng chiều lên CTV Ngân hàng và có ý nghĩa thống kê. Nhưng cơng trình nghiên cứu của Thian Cheng Lim (2012) về CTV của các cơng ty dịch vụ tài chính tại Trung Quốc, Naveed Ahmed và cộng sự (2010) về CTV của khu vực kinh doanh bảo hiểm lại có kết quả rằng nhân tố cơ hội tăng trưởng tác động ngược chiều lên CTV. Nguyên nhân làm cho biến cơ hội tăng trưởng khơng có ý nghĩa là do những nguyên nhân sau:
Trước khi thực hiện nghị định số 141 của Thủ tướng Chính phủ về việc tăng vốn điều lệ lên mức tối thiểu là 3.000 tỷ đồng thì đa số các NHTM tại Việt Nam đều có xuất phát điểm từ các NHTM nhỏ có tổng tài sản khá thấp, do vậy để có thể cạnh tranh khi Việt Nam tham gia WTO cho phép các Ngân hàng nước ngoài tham gia thị trường tài chính thì hầu hết các Ngân hàng đều có xu hướng tăng trưởng nhanh tổng tài sản. Để gia tăng quy mô tổng tài sản một cách nhanh chóng, buộc các NHTM tại Việt Nam phải sử dụng nợ cao hơn, tức là tăng huy động tiền gửi từ đại bộ phận dân cư, từ các tổ chức kinh tế hay vay liên Ngân hàng nên mức độ địn bẩy tài chính tăng cùng với sự tăng trưởng của tổng tài sản là hoàn toàn phù hợp với các nghiên cứu đã nêu trên.
Tuy nhiên từ năm 2010 đến 2011 khi thời hạn phải nâng vốn điều lệ của các NHTM lên 3.000 tỷ đồng sắp hết thì các NHTM lại chú trọng tăng vốn điều lệ điều này đã làm cho tỷ lệ nợ/tổng tài sản của hầu hết các Ngân hàng nhỏ có xu hướng giảm xuống và khơng tăng như tốc độ tăng
của tổng tài sản làm cho biến cơ hội tăng trưởng khơng có ý nghĩa trong giai đoạn này. Chính giai đoạn này làm cho biến cơ hội tăng trưởng khơng có ý nghĩa thống kê khi phân tích tác động lên CTV của NHTM tại Việt Nam trong giai đoạn 2007 – 2011.
+ Nhân tố tính thanh khoản có quan hệ ngược chiều với CTV Ngân hàng và có mức ảnh hưởng khá lớn lên địn bẩy tài chính. Có thể nói tính thanh khoản phản ánh tình trạng “sức khỏe” của Ngân hàng trong quá trình kinh doanh. Trong thực tế đã có khơng ít trường hợp, một tổ chức kinh tế có tài sản nhiều, nợ rất ít nhưng hồn tồn có thể bị phá sản do yếu tố rủi ro thanh khoản của tài sản không bù đắp nổi khả năng thanh tốn trong thời điểm đó. Tuy nhiên, khả năng thanh khoản quá cao sẽ khơng có lợi cho Ngân hàng vì những khoản có thể sử dụng để thanh tốn cho khách hàng thường mang lại ít thu nhập cho Ngân hàng. Ngược lại, nếu khả năng thanh khoản quá thấp có thể gây khó khăn cho Ngân hàng trong việc đảm bảo khả năng thanh toán khi khách hàng có nhu cầu đồng thời làm giảm uy tín của Ngân hàng. Trong những năm qua, tình hình hoạt động tín dụng của 30 NHTM được chọn mẫu nghiên cứu đều tăng qua các năm, cụ thể như: năm 2007, tỷ lệ cho vay/huy động tiền gửi # 69,59%; năm 2008, tỷ lệ đạt khoảng # 72,29%; năm 2009 tỷ lệ này ở mức # 75,75%; năm 2010 và 2011 tỷ lệ này đều xấp xỉ # 70%. Tuy tỷ lệ này khá an toàn cho các NHTM nhưng việc cho vay vào các ngành rủi ro cao, cùng với chất lượng quản lý tín dụng chưa tốt sẽ ảnh hưởng đến khả năng thanh khoản của Ngân hàng. Kết quả này phù hợp với một số nghiên cứu của Sajid Gul, Muhammad Bilal Khan, Nasir Razzaq, Naveed Saif (2012); Naveed Ahmed, Zulfqar Ahmaed, Ishfaq Ahmed (2010); Khizer Ali, Muhammad Farhan, Akhtar, Shama Sadaqat (2011).
+ Nhân tố tài sản hữu hình tương quan nghịch biến với CTV. Kết quả này trái với lý thuyết đánh đổi và lý thuyết chi phí đại diện đã cho rằng các doanh nghiệp có tài sản cố định càng cao thì khả năng sử dụng nợ càng nhiều do có tài sản thế chấp. Nhưng kết quả nghiên cứu của tác giả lại đồng nhất với nghiên cứu của Sajid Gul, Muhammad Bital Khan, Nasir Razzad và Naveed Saif (2012) tại Pakistan;
Mohammed Amidu (2007) tại Ghana. Tuy nhiên ta thấy sự tác động của biến độc lập tài sản hữu hình đến CTV tương đối thấp chỉ có 13,56% bởi vì các NHTM tại Việt Nam hiện nay tuy chỉ cịn có 5 Ngân hàng nhà nước chiếm tỷ lệ cổ phần chi