PHẦN 2: NỘI DUNG NGHIÊN CỨU CHƯƠNG 1
1.2. CƠ SỞ THỰC TIỄN
1.3.2. Phương pháp nghiên cứu
1.3.2.2. Đề xuất các nhân t ố ảnh hưởng đến sự ổn định tài chính của hệ thống Ngân hàng thương mại Việt Nam
Bên cạnh kế thừa các nghiên cứu trước đây, tác giả đề xuất và xây d ựng phương trình hồi quy, phân tích các nhân tố ảnh hưởng đến sự ổn định tài chính của các NHTM Việt Nam như sau:
Z-score ᵢ =cᵢ +β1ROEᵢ +β2EAᵢ +β3DNTGᵢ +β4DNTTSᵢ + β5SIZEᵢ + β6ΔEATᵢ +β7NIMᵢ +εᵢ
Trong đó:
Z-score là chỉ số đo lường sự ổn định tài chính của các NHTM
ROE là tỷ suất sinh lợi trên vốn chủ sở hữu, đại d ện cho yếu tố về khả năng sinh lời của ngân hàng
EA là tỷ lệ vốn chủ sở hữu trên tổng tài sản, đại diện cho yếu tố về vốn
DNTG là tỷ lệ dư nợ khách hàng (trước dự phòng) trên ti ền gửi khách hàng, đại diện cho yếu tố khả năng thanh khoản của ngân hàng
DNTTS là tỷ lệ dư nợ khách àng trên t ổng tài sản, đại diện cho yếu tố quản lý của ngân hàng
SIZE là quy mô c ủa ngân hàng, được tính bằng số logarit tự nhiên của tổng tài sản ngân hàng để kiểm định liệu quy mô của ngân hàng có tác động đến sự ổn định tài chính của ngân hàng không
ΔEAT là phần trăm tăng trưởng lợi nhuận sau thuế, đại diện cho mức độ tăng trưởng của ngân hàng
NIM là tỷ lệ thu nhập lãi cận biên (Net Interest Margin) đo lường chênh lệch giữa thu nhập từ lãi cho vay và chi phí lãi phải trả của ngân hàng, đại diện cho yếu tố chính sách của ngân hàng. Ở các ngân hàng bán l ẻ nhỏ, tỷ lệ NIM có khuynh hướng cao hơn các ngân hàng bán sỉ lớn
ε ᵢ là phần dư không quan sát c ủacác ngân hàng ở thời điểm t
26
Ký hiệu
Bảng 1.1: Diễn giải các biến và cách đo lường
Cơ sở khoa học Kỳ vọng tương Cách tính quan
Z - Score
ROE
EA
DNT G
DNT TS
SIZE
ΔEA T
NIM
Ngân hàng th ế giới Laeven và Levine (2009)
Čihák và Hesse (2010)
Raúl Osvaldo Fernández và cộng sự (2015) Raluca-Ioana Diaconu và Dumitru-Cristian Oanea
(2015)
Vừ Minh Long (2019)
Đặng Văn Dân (2015)
Fernandez de Guev ra và cộng sự (2005), Tabak và cộng sự (2012)
Tác giả đề xuất Fungáčová và Poghosyan (2011)
Siddiqui & Azam (2012)
+
+
+
+
+ /-
+
+
-
ROASDRO
AEA
Tỷ lệ giữa lợi nhuận sau thuế trên v ốn chủ sở hữu
Tỷ lệ giữa vốn chủ sở hữu trên tổng tài sản
T ỷ lệ giữa dư nợ khách hàng
(trước dự
phòng) trên tiền gửi
Tỷ lệ giữa dư nợ khách hàng trên t ổng tài sản
Số logarit tự nhiên của tổng tài sản
EAT năm t 1
1
Tỷ suất sinh lợi của Tài sản Có
s i n h l ã i – ( t r ừ ) T ỷ l ệ c h i p h í h ì n
h t h à n h T à i s ả n C ó s i n h l ã i
1.3.2.3. Mô hình nghiên cứu
Tác giả trình bày dữ liệu nghiên cứu dưới dạng dữ liệu bảng và ứng dụng bốn phương pháp ước lượng mô hình trong nghiên cứu. Thứ nhất là, ước lượng mô hình hồi quy tuyến tính thông thường Pooled OLS; thứ hai là, ước lượng mô hình hồi quy với các tác động cố định (Fixed Effects Model: FEM); và thứ ba là, mô hình hồi quy
27
với các tác động ngẫu nhiên (Random Effects Model: REM). FEM và REM là hai mô hình được sử dụng rộng rãi đối với dữ liệu dạng bảng. Ngoài ra, khóa lu ận sử dụng kiểm định của Hausman (1978) để lựa chọn mô hình phù hợp giữa FEM và REM.
Kiểm định này hỗ trợ cho việc lựa chọn giữa mô hình tác động cố định hay mô hình tác động ngẫu nhiên. Tiếp theo, tác giả sử dụng kiểm định Wald (Wald test) v à Wooldridge (Wooldridge test) để xem liệu rằng có hiện phương sai sai số thay đổi v à tương quan chuỗi trong mô hình hay không. Nếu mô hình FEM hoặc REM tồn tại hiện tượng tự tương quan hoặc phương sai thay đổi, mô hình hồi quy bình phương nhỏ nhất khái quát hóa GLS ( Generalized Least Squares) được sử dụng bởi mô ình này kiểm soát được hiện tượng tự tương quan và phương sai thay đổi.
Mô hình hồi quy các nhân tố tác động cố định (Fixed Effects Model)
Mô hình FEM được sử dụng chỉ quan tâm muốn phân tích tác động của các biến số thay đổi theo thời gian. FEM khám phá m ối quan hệ giữa yếu tố dự đoán và biến kết quả trong một thực thể như đất nước, ngân hàng, công ty ... Mô hình FEM chỉ xem xét đến những khác biệt mang tính cá t ể đóng góp vào mô hình nên sẽ không xảy ra hiện tượng tự tương quan, giả định rằng những đặc điểm này có th ể tác động hoặc thiên vị các yếu tố dự đoán hoặc biến kết quả. FEM loại bỏ ảnh hưởng của các đặc điểm bất biến theo thời gian từ đó có th ể đánh giá hiệu ứng ròng c ủa các yếu tố dự đoán về biến kết quả. Một giả định quan trọng khác của FEM là các đặc điểm bất biến theo thời gian này là duy h ất cho từng cá nhân và không nên t ương quan với các đặc điểm riêng lẻ khác. Do đó, mỗi đối tượng là khác nhau, phân dư dữ liệu và hằng số (nắm bắt các đặc điểm riêng lẻ) không nên t ương quan với các thực thể khác. Nếu các thuật ngữ lỗi t ơng quan, thì FEM không phù h ợp vì suy luận có thể không đúng và cần mô hình hóa mối quan hệ đó (có th ể sử dụng hiệu ứng ngẫu nhiên), đây là lý do chính cho thử nghiệm Hausman. Mô hình tác động ngẫu nhiên có công th ức tổng quát như sau:
yᵢ = xᵢ β + cᵢ+ uᵢ với t=1,2…T Trong đó:
- yᵢ là biến phụ thuộc
- cᵢlà hệ số chặn cho từng ngân hàng nghiên c ứu
28
- β là hệ số góc đối với nhân tố X
- uᵢ là phần dư
Mô hình trên đã thêm vào ch ỉ số i cho hệ số chặn “c” để phân biệt hệ số chặn của từng doanh nghiệp khác nhau có thể khác nhau, sự khác biệt này có th ể do đặc điểm khác nhau của từng ngân hàng hoặc do sự khác nhau trong chính sách quản lý, hoạt động của ngân hàng.
Mô hình tác động ngẫu nhiên ước lượng thông s ố β bằng cách cho thành ph ần ci vào trong sai số và giả thiết rằng nó không tương quan tới biến giải thí ch Xit và tính toán những chuỗi sai số tổng hợp thành Vit = Ci + Uit sử dụng p ương pháp ước lượng
GLS. Tuy nhiên, trong nhiều ứng dụng kinh tế thì ci có tương quan đến xit thì mô hình tác động cố định là phù h ợp để ước lượng. Phương tr ình trong mô hình được viết lại như sau:
yi = xiβ + ci JT + ui
Mô hình hồi quy các nhân tố tác động ngẫu nhiên (Random Effects Model) Sự biến động giữa các đơn vị là đ ểm khác biệt giữa mô hình tác ngẫu nhiên (REM) và mô hình ảnh tác động cố định (FEM). Nếu biến thể giữa các đơn vị tương quan với biến độc lập - biến g iải thích trong mô hình FEM, thì trong mô hình REM biến thể giữa các đơn vị được giả sử là ngẫu nhiên và không tương quan đối với các biến giải thích. Hơn ữa, mô hình REM quan tâm đến cả sự khác biệt giữa các đối tượng phân tích khác nhau theo thời gian đóng góp cho mô hình do đó hiện tượng tự tương quan là một vấn đề tiềm tàng cần được giải quyết trong mô hình này thông qua phân tích động dữ liệu bảng, và cùng lúc loại bỏ sự thay đổi của phương sai (trong thực tế có thể kiểm định bằng hàm log và sau đó chạy mô hình sẽ thấy rằng kết quả không thay đổi nhiều). Do đó, mô hình REM phù h ợp hơn FEM khi sự khác biệt giữa các đơn vị có ảnh hưởng đến biến phụ thuộc. Cụ thể, phần dư của mỗi đơn vị (không liên quan đến biến giải thích) được coi là một biến giải thích mới.
Do đó, mô hình tác động ngẫu nhiên cũng được dựa trên mô hình:
yᵢ = xᵢ β + cᵢ+ uᵢ
29
Khác với mô hình trên khi Ci là cố định, thì trong REM người ta cho rằng nó là một biến ngẫu nhiên với trung bình là C1 và giá trị hệ số chặn được mô tả như sau:
Cᵢ= C + εᵢ(ᵢ=1,...n)
- εᵢ: Sai số ngẫu nhiên có trung bình bằng 0 và phương sai là σ2 Thay vào mô hình ta có :
yᵢ = C + β Xit + εᵢ+ uᵢ Hay: yᵢ = C + β Xit + wᵢ Trong đó: wᵢ = εᵢ+ uᵢ
- εᵢ: Sai số thành phần của các đơn vị khác nhau (đặc điểm riêng khác nhau của từng doanh nghiệp)
- uᵢ :Sai số thành phần kết hợp khác của cả đặc điểm riêng theo từng đối tượng và theo thời gian.
Kiểm định Hausman
Kiểm định Hausman là một kiểm tra giả định thống kê trong kinh tế lượng được đặt theo tên của James Durbin, De-Min Wu và Jerry A. Hausman (wiki.edu.vn, 2014).
Thuật toán này được sử dụng để so sánh giữa hai phương pháp ước lượng là FEM và REM. Nói cách khác, để lựa chọn giữa mô hình FEM hoặc REM chính xác hơn, chúng ta sẽ sử dụng kiểm định Hausmann. Mục đích của việc sử dụng kiểm định Hausman là để xác định xem có sự tự tương quan giữa εi và các biến độc lập hay không. Kiểm định Hausman sẽ xác định rằng một mô hình REM hay FEM sẽ phù h ợp hơn với mô hình dữ liệu dạng bảng. Kiểm định này được thiết kế để xác định sai số ui có tương quan đến biến giải thích hay không. Cụ thể trong mô hình, giả thuyết H0 thể hiện không có mối tương quan giữa sai số và các biến giải thích. Nếu kết quả của kiểm định nhỏ hơn 5%, tức không bác bỏ giả thuyết H0 thì mô hình FEM phù hợp hơn REM và ngược lại.
Mô hình hồi quy bình phương bé nhất khái quát hóa
Phương pháp bình phương nhỏ nhất khái quát hóa (GLS) được vận dụng trong tình huống mà ma trận phương sai - đồng phương sai của phần sai số trong phương
30
trình hồi quy không bao gồm toàn số 0 ở các vị trí nằm ngoài đường chéo, và/hoặc không có các ph ần tử trên đường chéo giống hệt nhau, tức là xuất hiện vấn đề tự hồi quy và phương sai thay đổi. Khi những vấn đề này nảy sinh, phương pháp bình phương nhỏ nhất thông thường gộp (Pooled OLS) không ph ải là phương pháp ước lượng không trệch tuyến tính tốt nhất, mà chỉ có phương pháp bình phương nhỏ nhất khái quát hoá m ới có được tính chất đó (Nguyễn Văn Ngọc, 2012).
31
CHƯƠNG 2:
PHÂN TÍCH CÁC NHÂN TỐ ẢNH HƯỞNG ĐẾN SỰ ỔN ĐỊNH TÀI CHÍNH CỦA HỆ THỐNG NGÂN HÀNG THƯƠNG MẠI VIỆT NAM 2.1. TỔNG QUAN VỀ HỆ THỐNG NGÂN HÀNG THƯƠNG MẠI VIỆT NAM
Ngày 6 tháng 5 năm 1951, Chủ tịch Hồ Chí Minh ban hành sắc lệnh quyết định thành lập Ngân hàng Quốc gia Việt Nam, đây là ngân hàng dân ch ủ nhân dân đầu ti ên
ở Đông Nam Á, đảm nhiệm hai vai trò đó là ngân khố và đồng thời là ngân hàng. Đến năm 1975, hệ thống ngân hàng cả nước đã được tổ chức theo hệ thống ngân hàng một cấp bao gồm Ngân hàng trung ương và các chi nhánh. Hình thức tổ chức này kéo dài đến năm 1988, hệ thống ngân hàng mới được chuyển đồi thành hệ thống hai cấp.
Trước yêu cầu chuyển đổi nền kinh tế thị trường theo định hướng xã hội chủ nghĩa, năm 1990, Chính phủ ban hành 2 pháp lệnh làm nền móng pháp lý cho hệ thống ngân hàng Việt Nam được tổ chức tương tự như hệ thống ngân hàng ở các nước phát triển, bao gồm Ngân hàng Nhà nước và các TCTD, trong đó có NHTM. Hai pháp lệnh này đã góp ph ần đa dạng hóa hoạt động ngân h àng về mặt hình thức sở hữu cũng như số lượng ngân hàng.
Các NHTM chủ yếu thực hiện chức năng kinh doanh tiền tệ, tín dụng, đóng vai trò là trung gian tài chính . Sau quá trình hơn 20 năm hình thành và phát triển, hệ thống NHTM đã góp ph ần to lớn trong công cuộc chuyển đổi nền kinh tế tập trung bao cấp sang kinh doanh thị trường định hướng xã hội chủ nghĩa, ngày càng đổi mới để phù hợp với tình hình phát triển kinh tế của đất nước. Năm 1995, từ 09 ngân hàng, số lượng NHTM gia tăng nhanh chóng và đạt con số là 93 ngân hàng vào cu ối năm 2015 (sbv.gov.vn, 2015). Tuy có s ự gia tăng mạnh về số lượng nhưng nhìn chung quy mô các ngân hàng v ẫn còn nh ỏ và sức cạnh tranh không cao nên hệ thống NHTM đã trải qua các giai đoạn tái cơ cấu vào những năm 2001 và giai đoạn 2011 – 2015, khiến cho số lượng các ngân hàng cũng có s ự biến động nhất định trong những năm này.
Giai đoạn 2016 – 2018, hệ thống NHTM Việt Nam tiếp tục được thực hiện các giải pháp tài cơ cấu, tạo nền tảng quan trọng để Đề án Cơ cấu lại hệ thống tổ chức tín dụng gắn với xử lý nợ xấu được triển khai xây dựng và thực hiện đúng lộ trình. Các NHTM bước vào thời kỳ củng cố, nâng cao trình độ nghiệp vụ và công ngh ệ ngân
32
hàng nhằm gia tăng sức cạnh tranh, tăng cường nội lực để chinh phục các thị trường quốc tế. Tính đến cuối năm 2018, hệ thống các ngân hàng thương mại có 95 ngân hàng, bao gồm 07 ngân hàng có vốn Nhà nước, trong đó: 01 ngân hàng có 100% vốn của Nhà nước, 03 ngân hàng do Nhà n ước nắm giữ trên 50% vốn điều lệ, 03 NHTM cổ phần Nhà nước mua lại với giá 0 đồng; 28 NHTM cổ phần; 09 ngân hàng 100%
vốn nước ngoài; 02 ngân hàng liên doanh; 49 chi nhánh n gân hàng n ước ngoài.
Bảng 2.1: Hệ thống ngân hàng thương mại Việt Nam năm 2018 Loại hình
NHTM có v ốn Nhà nước NHTM cổ phần
Ngân hàng liên doanh
Ngân hàng 100% v ốn nước ngoài Chi nhánh ngân hàng nước ngoài
Tổng cộng
Số lượng 7 28
2 9 49 95
(Nguồn: Ngân hàng nhà nước Việt Nam) 2.2. THỰC TRẠNG HOẠT ỘNG CỦA HỆ THỐNG NGÂN HÀNG THƯƠNG MẠI VIỆT NAM GIAI ĐOẠN 2016 – 2018
2.2.1. Tình hình tài sản của hệ thống NHTM Việt Nam giai đoạn 2016 - 2018