CHƯƠNG 4: NỘI DUNG VÀ KẾT QUẢ NGHIÊN CỨU
4.3 Kết quả kiểm tra ma trận tương quan giữa biến độc lập và biến phụ thuộc
4.3.2 Kết quả kiểm tra ma trận tương quan giữa ROE và các biến độc lập
ROE N_TTS NIM QM CV_TTS GDP LP
ROE 1
N_TTS 0.263219 1
NIM 0.074870 -0.086572 1
QM -0.349787 0.449371 -0.247334 1
CV_TTS -0.023798 -0.085085 -0.270269 0.079658 1
GDP 0.185084 -0.045467 0.010625 0.015922 -0.106884 1
LP 0.124570 0.055886 0.166773 0.115386 -0.191450 0.430115 1 Nguồn: Từ kết quả kiểm định Eviews 7.2 (phụ lục 3)
Từ những kết quả trên cho thấy tất cả các biến đều có mối tương quan với ROE, hai biến QM và CV_TTS có tương quan ngược chiều với ROE, các biến còn lại có tương quan cùng chiều với ROE.
4.4 Kết quả ƣớc lƣợng bằng mô hình Pooled OLS
Bảng 4.6: Kết quả ƣớc lƣợng ROA, ROE bằng mô hình Pooled OLS
Biến phụ thuộc Mô hình: ROA Mô hình: ROE
Coefficient t-Statistic Coefficient t-Statistic
C 0.029754*** 1.731896 -0.514145* -4.605858
N_TTS 0.021637*** -1.937344 0.108612*** 1.752410
NIM 0.099476* 3.150822 0.548820** 2.340121
QM -0.000325** -0.424125 -0.020065* 3.610314
VCSH_TTS -0.009140*** -1.218538 _ _
GDP 0.093574*** 0.663583 2.472291* 2.431450
LP -0.016452** -0.791235 -2.431450** -0.616461
CV_TTS _ _ -0.037176** 0.935593
R-squared 0.542269 0.585412
Adjusted Rsq 0.512672 0.539565
Prob(F-statistic) 0.007308 0.000025
Akaike info criterion -1.465045 -1.508107
Schwarz criterion -1.317963 -1.361025
Durbin-Watson stat 1.832388 1.843765
Trong đó: *, **, *** tương ứng với các mức ý nghĩa 1%, 5% và 10%
Nguồn: từ kết quả kiểm định Eviews 7.2 (phụ lục 4)
Trong mô hình kiểm định ROA và ROE (bảng 4.6) R2 tương ứng là 54% và 58% đồng thời chỉ số Schwarz criterion và Akaike info criterion nhỏ (từ -1,31 đến -1,5) như vậy là mô hình tương đối phù hợp để kiểm định sự tương quan của các biến độc lập đến biến phụ thuộc, đồng thời hệ số Durbin-Watson cũng gần bằng 2, như vậy mô hình không xảy ra hiện tượng tự tương quan.
Nhìn chung dấu của các tham số hồi quy không khác nhiều so với bài nghiên cứu của Husni Ali Khrawish (2011) ngoại trừ biến Quy mô, và cho vay/ tổng tài sản. Thực tế trong thời điểm nghiên cứu tại thị trường Việt Nam biến Quy mô có tương quan ngược chiều với hiệu quả hoạt động của NHTM do việc mở rộng mạng lưới chi nhánh chưa mang lại hiệu quả cho các ngân hàng, quy mô tổng tài sản của các ngân hàng tăng
nhưng ROA, ROE thì lại giảm trong giai đoạn 2009 – 2012, cụ thể như: Vietcombank tăng quy mô tổng tài sản 62% nhưng ROA giảm 31%, ROE giảm 50%; Vietinbank quy mô tổng tài sản tăng hơn 100% nhưng ROA giảm 30%; Eximbank tăng quy mô tổng tài sản hơn 100% nhưng ROA giảm 39%; BIDV tăng quy mô tổng tài sản 65%
nhưng ROA giảm 38% (nguồn từ báo cáo thường niên các ngân hàng).
Trong giai đoạn 2011 – 2012 nền kinh tế chưa thoát khỏi khủng hoảng, tình hình của các doanh nghiệp gặp nhiều khó trong những năm trước nay tiếp tục trải qua nhiều khó khăn hơn trong năm 2012, do đó các ngân hàng phải trích lập tỷ lệ dự phòng nhiều hơn do chất lượng tín dụng giảm từ đó làm giảm đi lợi nhuận, cụ thể năm 2012 lợi nhuận sau thuế của toàn ngành ngân hàng còn 31 nghìn tỷ đồng giảm 23% so với năm 2011 một phần là do chi phí rủi ro tín dụng tăng cao.
Tỷ lệ nợ phải trả/ tổng tài sản có tương quan cùng chiều với hiệu quả hoạt động ngân hàng đặc biệt là ROE, trong cơ cấu nợ phải trả điểm đáng chú ý nhất của các NHTM VN là sự tăng trưởng tiền gửi của khách hàng, với lãi suất huy động cao các nhà đầu tư đã không bỏ qua cơ hội này để gửi tiêt kiệm nhờ đó giải quyết được vấn đề thanh khoản và gia tăng tiền gửi của khách hàng, chính điều này làm tăng ROE cụ thể ở một vài ngân hàng như: ACB năm 2010 tăng 21% lượng tiền gửi của khách hàng so với năm 2009, ROE tăng tương ứng 19%; cũng trong giai đoạn này SCB tăng 12% tiền gửi của khách hàng ROE tăng 0,3%, Vietinbank tăng 38% tiền gửi trong năm 2010 so với năm 2009 ROE cũng tăng 7%, PGBank tăng 55% tiền gửi khách hàng trong năm 2010 so với 2009 ROE tăng 16%...(nguồn từ báo cáo thường niên các ngân hàng).
4.5 Kết quả ước lượng từ mô hình những ảnh hưởng cố định ( Fixed Effects Model - FEM)
Để kiểm định lại xem với những số liệu ở Việt Nam trong thời kỳ nghiên cứu ngoài việc sử dụng mô hình Pooled OLS thì còn có mô hình ước lượng khác cho kết quả tốt
hơn không, nên tác giả sử dụng thêm mô hình những ảnh hưởng cố định để có sự so sánh.
Bảng 4.7: Kết quả ước lượng ROA, ROE bằng mô hình những ảnh hưởng cố định
Biến phụ thuộc Mô hình: ROA Mô hình: ROE
Coefficient t-Statistic Coefficient t-Statistic
C 0.096912* 2.396936 0.774024** 2.310753
N_TTS 0.008352*** 0.702041 0.110151*** 1.853506
NIM 0.067769*** -2.087044 0.214631*** 0.723411
QM -0.004699** -0.424125 -0.047208* -2.752430
VCSH_TTS -0.006534*** -0.846263 _ _
GDP 0.058990** 0.458750 1.613103** 1.923431
LP -0.002547* 0.122017 -0.142638*** 1.061575
CV_TTS _ _ -0.076259*** -1.104407
R-squared 0.622377 0.652562
Adjusted Rsq 0.570004 0.598837
Prob(F-statistic) 0.000379 0.000000
Akaike info criterion -1.812646 -2.079376
Schwarz criterion -1.130154 -1.896883
Durbin-Watson stat 2.161694 2.108940
Trong đó: *, **, *** tương ứng với các mức ý nghĩa 1%, 5% và 10%
Nguồn: từ kết quả kiểm định Eviews 7.2 (phụ lục 5)
Kết quả kiểm định bảng 4.7 cho thấy hệ số R2 trong mô hình những nhân tố cố định của ROA và ROE lần lượt là: 62% và 65% cao hơn hệ số R2 trong mô hình Pooled OLS.
Giá trị Prob (F-statistic) của hai mô hình ROA, ROE trong mô hình những nhân tố cố định lần lượt là: 0.000379 và 0.000000 cũng thấp hơn giá trị ROA (0.007308), ROE (0.000025) của mô hình Pooled OLS.
Về dấu các tham số ước lượng này không khác với mô hình Pooled OLS chỉ khác về giá trị của các tham số hồi quy. Với kết quả này cho thấy rằng biến NIM có tương quan cùng chiều đến hiệu quả hoạt động của ngân hàng cả về ROA và ROE, kết quả này được minh chứng cụ thể ở một vài ngân hàng như: ABbank NIM năm 2010 tăng 8% so với năm 209 ROE tăng 48% ROA tăng 6%; ACB NIM năm 2010 tăng 55% so với 2009 ROE tăng 1,24%; VIB NIM 2011 tăng 29% so với năm 2012 ROE tăng 47%
ROA tăng 19,4%; OCB NIM năm 2010 tăng 14% ROE tăng 6,9% ROA tăng 9%
(nguồn từ báo cáo thường niên các ngân hàng). NIM ở các ngân hàng có quy mô nhỏ thường cao hơn các ngân hàng có quy mô lớn do các ngân hàng nhỏ chưa phát triển các dịch vụ tài chính nhiều nên nguồn thu chủ yếu cũng từ hoạt động tín dụng.
Theo kết quả kiểm định trên cho thấy Tỷ lệ vốn chủ sở hữu/ tổng tài sản có tương quan ngược chiều đến hiệu quả hoạt động của ngân hàng. Theo nghị định số 141/2006/NĐ- CP ngày 22/11/2006 thì đến cuối năm 2010 các NHTM phải đạt vốn điều lệ 3.000 tỷ đồng cho nên mặc dù trong thời kỳ kinh tế suy thoái hoạt động ngân hàng không mang lại hiệu quả nhiều như trước đây nhưng các ngân hàng vẫn phải cố gắng để tăng vốn điều lệ, điều này dẫn đến vốn điều lệ tăng nhưng hiệu quả hoạt động ngân hàng thì không tăng
Biến tăng trưởng GDP có tác động cùng chiều đến hiệu quả hoạt động ngân hàng, thực tế cho thấy trong thời kỳ tăng trưởng kinh tế các nhu cầu về tín dụng và các sản phẩm khác của khách hàng tăng nên ngân hàng thu được nhiều lợi nhuận, vì vậy tăng trưởng GDP có tương quan cùng chiều đến hiệu quả hoạt động ngân hàng. Trong khi đó biến tỷ lệ lạm phát có tương quan ngược chiều đến hiệu quả hoạt động của ngân hàng. Lạm phát cao đồng nghĩa với chi phí cao hơn và thu nhập cao hơn, trong thời gian nghiên cứu nếu các ngân hàng có thu nhập tăng với tốc độ chậm hơn chi phí thì có tác động ngược chiều đến hiệu quả hoạt động của ngân hàng, ngược lại nếu thu nhập tăng với tốc độ nhanh hơn chi phí thì có tác động cùng chiều đến hiệu quả hoạt động của ngân hàng
4.6 Kết quả ƣớc lƣợng từ mô hình các tác động ngẫu nhiên (Random Effects Model – REM)
Bảng 4.8: kết quả ƣớc lƣợng ROA, ROE bằng mô hình các tác động ngẫu nhiên Mô hình R-squared Adjusted R-squared Prob(F-statistic)
ROA 0.096222 0.055450 0.433731
ROE 0.129758 0.090499 0.344592
Nguồn: từ kết quả kiểm định Eviews 7.2 (phụ lục 6)
Kết quả bảng 4.6 cho thấy giá trị R2 , R2 hiệu chỉnh thấp còn giá trị Prob(F-statistic) lại cao so với kết quả từ mô hình những nhân tố cố định (bảng 4.7), như vậy có thể sử dụng mô hình các tác động ngẫu nhiên là chưa phù hợp với các số liệu đang có.
Từ đó tác giả sử dụng kiểm định Hausman để kiểm tra xem giữa mô hình những nhân tố cố định và mô hình các tác động ngẫu nhiên, mô hình nào sẽ phù hợp hơn.
4.7 Kết quả kiểm định Hausman
Bảng 4.9: Kết quả kiểm định Hausman của mô hình ROA
Test Summary
Chi-Sq.
Statistic Chi-Sq. d.f. Prob.
Cross-section random 14.10710 6 0.0225
Cross-section random effects test comparisons:
Variable Fixed Random Var(Diff.) Prob.
N_TTS 0.008352 -0.016699 0.000025 0.0976 NIM 0.067769 0.088770 0.000940 0.4934 QM -0.004699 -0.000857 0.000004 0.0632 VCSH_TTS -0.006534 -0.008803 0.000009 0.4490 GDP 0.058990 0.093397 0.000735 0.2046 LP -0.002547 -0.013976 0.000083 0.0694
Cross-section random effects test equation:
Dependent Variable: ROA Method: Panel Least Squares Date: 11/09/13 Time: 17:57 Sample: 2009 2012
Periods included: 4
Cross-sections included: 36
Total panel (unbalanced) observations: 140
Variable Coefficient Std. Error t-Statistic Prob.
C 0.096912 0.040432 2.396936 0.0184
N_TTS 0.008352 0.011897 -0.702041 0.0843 NIM 0.067769 0.045882 1.477027 0.1129 QM -0.004699 0.002252 -2.087044 0.0395 VCSH_TTS -0.006534 0.007721 -0.846263 0.0995 GDP 0.058990 0.128589 0.458750 0.0474 LP -0.002547 0.020870 0.122017 0.0031
Effects Specification Cross-section fixed (dummy variables)
R-squared 0.622377 Mean dependent var 0.013005 Adjusted R-squared 0.570004 S.D. dependent var 0.009729 S.E. of regression 0.008255 Akaike info criterion -1.812646 Sum squared resid 0.006678 Schwarz criterion -1.130154 Log likelihood 497.8852 Hannan-Quinn criter. -2.154028 F-statistic 2.318455 Durbin-Watson stat 2.161694 Prob(F-statistic) 0.000379
Nguồn: từ kết quả kiểm định Eviews 7.2 (phụ lục 7)
Nhìn vào bảng 4.9, giá trị p = 0.0225 <0.05 khi đó tác giả có thể bác bỏ giả thuyết Ho, tức sử dụng mô hình những ảnh hưởng cố định sẽ phù hợp hơn.
Bảng 4.10 kết quả kiểm định Hausman của mô hình ROE
Correlated Random Effects - Hausman Test Equation: OLSROA
Test cross-section random effects
Test Summary
Chi-Sq.
Statistic Chi-Sq. d.f. Prob.
Cross-section random 14.23456 6 0.0301
Cross-section random effects test comparisons:
Variable Fixed Random Var(Diff.) Prob.
N_TTS 0.110151 0.114588 0.000458 0.4356 NIM 0.214631 0.381169 0.029525 0.3324 QM -0.047208 0.011501 0.000250 0.0002 CV_TTS -0.076259 0.040329 0.002954 0.0319
GDP 1.613103 2.349902 0.042141 0.0003
LP -0.142638 -0.035802 0.002576 0.0004
Cross-section random effects test equation:
Dependent Variable: ROE Method: Panel Least Squares Date: 11/09/13 Time: 19:15 Sample: 2009 2012
Periods included: 4
Cross-sections included: 36
Total panel (unbalanced) observations: 140
Variable Coefficient Std. Error t-Statistic Prob.
C 0.774024 0.334966 2.310753 0.0229
N_TTS 0.110151 0.059428 1.853506 0.0668 NIM 0.214631 0.296693 0.723411 0.0712 QM -0.047208 0.017151 -2.752430 0.0070 CV_TTS -0.076259 0.069050 -1.104407 0.1171
GDP 1.613103 0.838659 1.923431 0.0573
LP -0.142638 0.134364 1.061575 0.0910 Effects Specification
Cross-section fixed (dummy variables)
R-squared 0.652562 Mean dependent var 0.116634 Adjusted R-squared 0.598837 S.D. dependent var 0.073944 S.E. of regression 0.053382 Akaike info criterion -2.079376 Sum squared resid 0.279260 Schwarz criterion -1.896883 Log likelihood 236.5563 Hannan-Quinn criter. -2.420757 F-statistic 4.114913 Durbin-Watson stat 2.108940 Prob(F-statistic) 0.000000
Nguồn: từ kết quả kiểm định Eviews 7.2 (phụ lục 7)
Kết quả bảng 4.9 cho thấy giá trị p = 0.0301 <0.05 khi đó tác giả có thể bác bỏ giả thuyết Ho, tức sử dụng mô hình những ảnh hưởng cố định sẽ phù hợp hơn.
Như vậy dựa vào hệ số R2 và kiểm định Hausman thì mô hình những nhân tố cố định (Fixed Effects Model – FEM) là phù hợp nhất để nghiên cứu
Bảng 4.11: So sánh kết quả tham số hồi quy bằng 3 phương pháp Biến phụ
thuộc
Tham số hồi quy
Mô hình ROA Mô hình ROE
Pooled OLS
FEM REM Pooled
OLS
FEM REM
N_TTS 0.021*** 0.008*** -0.016 0.108*** 0.110*** 0.114**
NIM 0.099* 0.067*** 0.088* 0.548** 0.214*** 0.381***
QM -0.000** -0.004** -0.000 -0.020* -0.047* 0.011***
VCSH_TTS -0.009*** -0.006*** -0.008 _ _ _
GDP 0.093*** 0.058** 0.093 2.472* 1.613** 2.349
LP -0.016** -0.002* -0.013 -2.431** -0.142*** -0.035
CV_TTS _ _ _ -0.037** -0.076*** 0.040
Trong đó: *, **, *** tương ứng với các mức ý nghĩa 1%, 5% và 10%
KẾT QUẢ NGHIÊN CỨU
Tỷ lệ tổng nợ phải trả trên tổng tài sản
Tỷ lệ tổng nợ phải trả trên tổng tài sản có tác động cùng chiều đến hiệu quả hoạt động ngân hàng kết quả này cũng giống với nghiên cứu của Husni Ali Khrawish (2011), cụ thể đối với mô hình ROA hệ số tương quan 0.008352, đối với mô hình ROE hệ số tương quan là 0.110151
Điều này cho thấy nếu các ngân hàng sử dụng tốt nguồn vốn huy động thì sẽ làm gia tăng hiệu quả hoạt động, tạo ra nhiều cơ hội đầu tư hơn cho ngân hàng. Thực tế, nếu các ngân hàng sử dụng nguồn vốn huy động hiệu quả để đầu tư vào các khoản tín dụng tốt, phát triển các công cụ tài chính phái sinh để tăng thêm nguồn thu phí và sử dụng nguồn vốn tài trợ, ủy thác đầu tư hiệu quả thì có thể làm tăng hiệu quả hoạt động của ngân hàng.
Tỷ lệ vốn chủ sở hữu trên tổng tài sản
Tỷ lệ vốn chủ sở hữu trên tổng tài sản có tác động ngược chiều với ROA với hệ số tương quan -0.006534, tuy nhiên mức độ ảnh hưởng không lớn. Kết quả này khác với nghiên cứu của Husni Ali Khrawish (2011) nguyên nhân do có khá nhiều ngân hàng đang đối mặt với hiệu suất giảm dần theo quy mô, như vậy việc tăng vốn để mở rộng thị trường lại không mang lại lợi nhuận nhiều cho các ngân hàng.
Hiện nay, căn cứ vào cách phân loại nợ xấu và mức trích lập dự phòng theo tiêu chuẩn kế toán và thông lệ quốc tế thì phần lớn các ngân hàng thương mại sẽ có vốn tự có rất thấp, thậm chí bị âm. Do đó, việc tăng vốn là thực sự cần thiết để các ngân hàng thương mại cải thiện lại hiệu quả hoạt động của mình, nhưng cần phải thận trọng, vì tăng vốn chủ sở hữu không phải là phương thức hiệu quả nhất để làm tăng hiệu quả hoạt động của các ngân hàng khi mà các ngân hàng tăng vốn trong điều kiện hiệu suất giảm theo quy mô.
Tỷ lệ cho vay trên tổng tài sản
Tỷ lệ cho vay trên tổng tài sản có tác động ngược chiều đến ROE, với hệ số tương quan của mô hình ROE là: -0,076259 cho thấy rằng trong thời gian nghiên cứu không phải ngân hàng cho vay càng nhiêu thì hiệu quả hoạt động càng cao, mối tương quan giữa ROE và biến cho vay /tổng tài sản khác với nghiên cứu của Husni Ali Khrawish (2011) nguyên nhân do trong giai đoạn nghiên cứu tỷ lệ nợ xấu của các ngân hàng thương mại Việt Nam tương đối cao
Thực tế cho thấy khi số lượng tín dụng tăng thì rủi ro tín dụng cũng gia tăng dẫn đến tỷ lệ trích lập dự phòng cao làm giảm lợi nhuận của ngân hàng. Đặc biệt là các khoản vay trung dài hạn và các khoản vay đầu tư vào các dự án bất động sản thường mang lại nhiều rủi ro hơn các khoản cấp tín dụng ngắn hạn.
Trong thời gian qua một số NHTM đã đẩy mạnh dư nợ cho vay để mở rộng thị phần tín dụng nên đã có những chính sách cho vay thông thoáng hơn và từ đó dẫn đến rủi ro tiềm ẩn về tín dụng nhiều hơn. Điều này có nghĩa là nếu các NHTM thực hiện các món cho vay có nhiều rủi ro, thì sẽ làm tăng chi phí hoạt động tín dụng và giảm lãi thu từ tín dụng.
Quy mô ngân hàng
Quy mô Ngân hàng có tác động ngược chiều đến ROA và ROE với các hệ số tương ứng mô hình ROA: -0.004699 và mô hình ROE: -0.047208. Kết quả này khác với nghiên cứu của Husni Ali Khrawish (2011) do trong thời gian nghiên cứu các NHTM VN đã không tận dụng tốt việc hưởng lợi ích tăng dần theo quy mô hay gia tăng mạng lưới hoạt động. Điều này cũng giống với kết quả nghiên cứu của Berger và các cộng sự (1997); Heffernan và Fu (2008).
Trong thời gian quan các ngân hàng đã cố gắng mở rộng mạng lưới hoạt động để gia tăng lượng khách hàng nhằm chiếm lĩnh thị phần, nhưng bên cạnh đó các ngân hàng cũng phải đối mặt với việc tăng chi phí hoạt động do những đơn vị mới chưa có lợi nhuận hoặc chi nhánh đặt ở những nơi mang lại hiệu quả không cao. Việc phát triển thêm các chi nhánh không hiệu quả này là nguyên nhân dẫn đến hiệu quả hoạt động ngân hàng bị giảm sút
Hiệu quả từ hoạt động trung gian
Hiệu quả từ hoạt động trung gian của ngân hàng có tác động cùng chiều đến ROA và ROE, kết quả giống với nghiên cứu của Husni Ali Khrawish (2011) với các hệ số tương ứng của ROA 0.067769 và ROE 0.214631,
Kết quả kiểm định cho thấy rằng nếu các ngân hàng sử dụng nguồn vốn huy động vào hoạt động cho vay hiệu quả thì đây sẽ là nguồn thu nhập lớn cho ngân hàng, đồng thời mang lại hiệu quả hoạt động cao, nhưng kết quả này cũng không đồng nghĩa với việc cho vay càng nhiều thì hiệu quả càng cao, như đã phân tích tại kết quả rủi ro tín dụng thì cho vay càng cao thì rủi ro càng nhiều. Do đó các ngân hàng nên chọn lọc và thẩm định kỹ khách hàng vay để đảm bảo chất lượng tín dụng tốt.
Các biến kinh tế vĩ mô
Các biến kinh tế vĩ mô được đại diện bởi hai biến trong mô hình GDP (tăng trưởng GDP), LP (tỷ lệ lạm)
Biến GDP có tác động cùng chiều đến ROA hệ số tương quan là 0.058990 và có tương quan cùng chiều mạnh với ROE hệ số tương ứng là 1.613103, kết quả khác với nghiên cứu của Husni Ali Khrawish (2011) do trong giai đoạn nghiên cứu tại thị trường Việt Nam biến GDP đã có ảnh hưởng tích cực đến hiệu quả hoạt động ngân hàng do sự tăng trưởng của đầu tư
Trong khi đó biến LP thì có kết quả tương quan giống với nghiên cứu của Husni Ali Khrawish (2011), LP tác động ngược chiều đến ROA hệ số tương quan là - 0.002547 và tương quan ngược chiều đến ROE hệ số tương quan -0.142638
Như vậy phần nào cũng cho thấy những cải thiện trong môi trường vĩ mô ở Việt Nam trong thời gian qua đã tạo ra những nhân tố thuận lợi cho hoạt động của các ngân hàng thương mại ở Việt Nam hay có thể nói những công cụ được sử dụng trong điều hành và quản lý của Chính phủ, NHNN đối với khu vực tài chính đã có thay đổi theo chiều hướng tốt lên.