tổng tiền gửi KH:
Bảng 4. 6: Tình hình CDDEP các NHTM giai đoạn 2009 - 2013.
N m 2009 2010 2011 2012 2013
CDDEP 0.4553 0.44444 0.5001 0.33284 0.27180
Chênh lệch 0 - 0.01086 0.05566 - 0.16726 - 0.06104
Tăng trưởng 0% - 2.39% 12.52% - 33 45% - 18.34%
Biểu đồ 4.4 Biểu đồ thể hiện tình hình tỷ lệ tiền mặt, tiền gửi NHNN, tiền gửi TCTD khác trên tổng tiền gửi của khách hàng (CDDEP) và hiệu quả hoạt động
(ROE) các NHTM Việt Nam giai đoạn 2009 – 2013
(Nguồn: Nhóm tác giả tự tổng hợp từ báo cáo tài chính các NHTM Việt Nam)
Qua đồ thị trên ta thấy tỷ lệ tiền mặt, tiền gửi NHTW, tiền gửi TCTD khác
trên tiền gửi của khách hàng (CDDEP) giảm từ năm 2009- 2010, sau đó tăng lên trong giai đoạn 2010- 2011. Giai đoạn 2011- 2013 giảm chỉ còn 27.18% năm 2013). Trong khi đó ROE của các NHTM lại có những thay đổi ngược lại với CDDEP trong giai đoạn 2009 - 2011. Từ đó cho thấy mối quan hệ ngược chiều giữa CDDEP và ROE. Nguyên nhân là do các ngân hàng dự trữ một lượng tiền mặt quá ít so với lượng tiền gửi của khách hàng sẽ khiến ngân hàng không đủ khả năng đáp ứng nhu cầu thanh khoản ngay tức thời khi khách hàng đột ngột rút tiền. Do đó, các ngân hàng cần duy trì lượng tiền mặt và tiền gửi khách hàng ở mức hợp lý nhằm tăng tính thanh khoản của ngân hàng.
Mức độ ảnh hưởng CDDEP không nhiều đối với ROE cụ thể trong giai đoạn 2009- 2010 CDDEP giảm từ 45.53% xuống 44.44% thì ROE tăng 14.06% lên tới 15.31%, giai đoạn 2010 - 2011 CDDEP tăng từ 44.44% lên 50.01% thì ROE giảm nhẹ từ 15.31% xuống 14.81%. Điều đó làm cho CDDEP và ROE có mối quan hệ ngược chiều trong giai đoạn từ 2009- 2011. Nhưng trong giai đoạn 2011- 2013 CDDEP và ROE có tác động cùng chiều nhưng sự tác động này rất yếu cụ thể giai đoạn 2012- 2013 CDDEP giảm từ 45% xuống còn 27.18% trong khi đó ROE giảm nhẹ từ 8.14% xuống 7.53%.
Từ những phân tích trên nhóm tác giả thấy rằng CDDEP vừa có tác động cùng chiều vừa có tác động ngược chiều đến hiệu quả hoạt động ROE) nhưng tác động ngược chiều lại nhiều hơn. Điều này hoàn toàn phù hợp với tình hình
45.53% 44.44% 50.01% 45.00% 27.18% 14.06% 15.31% 14.18% 8.14% 7.53% 0.00% 10.00% 20.00% 30.00% 40.00% 50.00% 60.00% 2009 2010 2011 2012 2013 CDDEP ROE
thực tế hiện nay khi các ngân hàng đang khó khăn trong việc cho vay cũng như giảm bớt lượng tiền gửi để cân đối Nợ - Có.
4.2.4 Tỷ lệ tổng ƣ nợ tín dụng và chứng khoán kinh doanh, chứng khoán sẵn sàng để bán trên tổng tài sản:
Biểu đồ 4.5 Biểu đồ thể hiện tình hình tỷ lệ dƣ nợ tín dụng, chứng khoán
kinh doanh, chứng khoán sẵn sàng để bán trên tổng tài sản (INVSTA) và hiệu quả hoạt động (ROE) các NHTM Việt Nam giai đoạn 2009 – 2013.
(Nguồn: Nhóm tác giả tự tổng hợp từ báo cáo tài chính các NHTM Việt Nam)
Qua biểu đồ trên ta thấy, IN STA tăng trưởng mạnh trong giai đoạn 2010 - 2013. Trong khi đó ROE của các NHTM có xu hướng giảm từ năm 2010 đến năm 2013 giảm 7.53%). Điều này cho thấy sự tăng trưởng mạnh của INVSTA làm ảnh hưởng xấu đến hiệu quả hoạt động của ngân hàng. Nguyên nhân như đã phân tích ở phía trên là do việc giảm lãi suất của các NHTM đã khiến cho khách hàng rút vốn để đầu tư vào thị trường chứng khoán, tín dụng được xem là tài sản có tính thanh khoản thấp và rủi ro cao. Do vậy, việc chỉ số IN STA tăng đồng nghĩa với việc ngân hàng có tính thanh khoản giảm, hiệu quả hoạt động kém.
52.06% 46.58% 47.56% 47.75% 49.76% 14.06% 15.31% 14.18% 8.14% 7.53% 0.00% 10.00% 20.00% 30.00% 40.00% 50.00% 60.00% 2009 2010 2011 2012 2013 INVSTA ROE
4.2.5 Tỷ lệ tổng dƣ nợ tín dụng, chứng khoán kinh doanh, chứng khoán sẵn sàng để bán trên tổng tiền gửi:
Biểu đồ 4.6 Biểu đồ thể hiện tình hình tỷ lệ dƣ nợ tín dụng, chứng khoán kinh doanh, chứng khoán sẵn sàng để bán trên tổng tiền gửi khách hàng (INVSDEP) và hiệu quả hoạt động (ROE) các NHTM Việt Nam giai
đoạn 2009 – 2013
(Nguồn: Nhóm tác giả tự tổng hợp từ báo cáo tài chính các NHTM Việt Nam)
Qua biểu đồ trên ta dễ dàng thấy được INVSDEP và ROE có sự tương
quan cùng chiều nhưng sự tương quan này là không lớn, điều này thể hiện rõ ở giai đoạn 2009 - 2010 INVSDEP có tốc độ tăng trưởng tăng 16.34% trong khi đó ROE chỉ tăng nhẹ từ 14.06% lên 15.31% tăng 1.25%). Đặc biệt ROE và IN SDEP có xu hướng giảm trong giai đoạn 2010 - 2013, l do như đã phân tích ở trên, tình hình tài chính thế giới cũng như iệt Nam khó khăn đã khiến cho nhiều doanh nghiệp lâm vào tình trạng mất kiểm soát thu - chi, điều đó đã tác động một cách trực tiếp đến hiệu quả hoạt động cũng như hoạt động cho vay của NHTM.
4.2.6 Hiệu quả sử dụng vốn và hiệu quả sử dụng tài sản cần đƣợc cải thiện:
Tổng tài sản giai đoạn 2009 - 2013 tăng, đồng thời việc ban hành Thông
tư 15/2009/TT - NHNN quy định vốn điều lệ tối thiểu đã gây áp lực rất lớn đến
97.50% 113.84% 97.24% 95.45% 84.81% 14.06% 15.31% 14.18% 8.14% 7.53% 0.00% 20.00% 40.00% 60.00% 80.00% 100.00% 120.00% 2009 2010 2011 2012 2013 INVSDEP ROE (adsbygoogle = window.adsbygoogle || []).push({});
các NHTM. Yêu cầu các NHTM phải đẩy mạnh hoạt động tín dụng, đầu tư chứng khoán kinh doanh để tăng doanh thu và lợi nhuận nhằm tăng ROE.
Đây là một vấn đề nan giải đối với hấu hết các NHTM, vì các ngân hàng
vừa phải đảm bảo hoạt động an toàn vừa phải đảm bảo an toàn vốn cổ đông, vừa phải đạt lợi nhuận (ROE) cao nhất có thể với một tỷ lệ chi trả cổ tức hấp dẫn. Ta có thể thấy, trong giai đoạn 2009- 2010 các ngân hàng có sự gia tăng nhanh ROE và đạt mức cao tăng trưởng nhất năm 2010 15.31%). Sau năm 2010, do thị trường bất động sản đóng băng, thị trường tài chính cũng từ đó khó khăn đã dẫn đến sự gia tăng vốn và tài sản, ROE trong giai đoạn 2010 - 2013 giảm hơn so với giai đoạn 2009- 2010. Điều này được thể hiện rõ trong bảng 4.7:
Bảng: 4.7 Tỷ suất sinh l i của các NHTM giai đoạn 2009 đến 2013
N m 2009 2010 2011 2012 2013
ROE (%) 14.06% 15.31% 14.18% 8.14% 7.53%
Tăng trưởng
0 1.25% - 1.13% - 6.04% - 0.61%
(Nguồn: Nhóm tác giả tự tổng hợp từ báo cáo tài chính các NHTM)
Tuy nhiên so với các nước trong khu vực, quy mô ngân hàng ở Việt Nam còn nhỏ, tổng tài sản còn ở mức thấp, chỉ số ROA, ROE cũng thấp và chỉ ở mức khiêm tốn dựa trên chỉ tiêu đánh giá theo tiêu chuẩn quốc tế. Chính vì vậy, để tăng hiệu quả hoạt động của các NHTM trong thời gian tới thì yêu cầu bộ máy lãnh đạo, ngân hàng nhà nước phải sớm đưa ra những chính sách phù hợp về lãi suất nhằm cải thiện tình hình hiện nay.
4.2.7 Một số nhận xét chung về thanh khoản của NHTM hiện nay:
Như đã phân tích của trên, hệ thống NHTM hiện nay đang có tình trạng thanh khoản dồi dào. Hầu hết các NHTM đều đang thừa tiền, thậm chí thừa quá nhiều tiền nên muốn đẩy mạnh cho vay nhưng hoạt động tín dụng của các ngân hàng lại không tốt mặc dù các ngân hàng luôn bám sát các doanh nghiệp hoạt động sản xuất kinh doanh tốt để mời chào vốn với nhiều chương trình ưu đãi.
Mặt khác, theo báo cáo của Thủ tướng Chính phủ Nguyễn Tấn Dũng trình bày tại phiên khai mạc kỳ họp thứ 6 Quốc hội khóa XIII, ngày 21 tháng 10 năm 2013 rằng: “Thanh khoản được cải thiện, sức cạnh tranh của nhiều ngân hàng thương mại được nâng lên. Hoàn thiện các quy định về an toàn và tăng cường giám sát, thanh tra hoạt động của các tổ chức tín dụng. Chủ động xử lý nợ xấu, kiềm chế nợ xấu gia tăng và đã đưa Công ty Quản lý tài sản của các tổ chức tín dụng (VAMC) vào hoạt động. Rà soát, ngăn chặn tình trạng sở hữu chéo trong hệ thống ngân hàng. Thực hiện cơ cấu lại, nâng cao hiệu quả hoạt động của
các công ty chứng khoán, bảo hiểm ” [15]
Theo báo cáo Ngân hàng Agribank trình NHNN cho biết, quý I- 2014
huy động được 8,000 tỷ đồng, dư nợ chỉ có 6,000 tỷ đồng, dư nợ rất thấp. Chủ yếu cho vay khách hàng cá nhân, doanh nghiệp thì rất ít. NHNN vừa giảm lãi suất là biện pháp kích cầu cho vay, tuy nhiên việc giảm lãi suất chưa đủ vì cái doanh nghiệp cần là cải cách thủ tục hành chính, nếu cứ tiếp tục sử dụng công cụ
lãi suất cũng khó phát huy được tác dụng.
Để khắc phục tình trạng thừa thanh khoản NPL>0) nhưng doanh nghiệp
lại đang khát vốn, đã xuất hiện Quỹ bảo lãnh tín dụng dành cho các doanh nghiệp có đủ điều kiện tiếp cận vay vốn mà ngân hàng thẩm định nhưng tài sản đảm bảo không đủ thì ngân hàng có thể giới thiệu để Quỹ đứng ra bảo lãnh phần tài sản đảm bảo hộ trợ tiếp cận vốn. Đây là một hành động hết sức thiết thực và cần thiết để giúp cho trạng thái thanh khoản của các NHTM trở nên ổn định hơn, từ đó nâng cao hiệu quả hoạt động của các NHTM trong giai đoạn khó khăn hiện nay.
4.3 Kết quả nghiên cứu thực nghiệm:
Nhóm tác giả tiến hành nghiên cứu thực nghiệm nhằm phân tích và đo lường tác động của thanh khoản đến hiệu quả hoạt động của các NHTM Việt Nam trong giai đoạn 2009 - 2013. Đồng thời sử dụng các kết quả từ các nghiên cứu đã nêu ra ở chương 2 để từ những cơ sở lý luận đó nhóm tác giả đưa ra nghiên cứu riêng của mình. Nhóm tác giả muốn đưa ra mô hình có tính thực tiễn cao để đưa ra các đề xuất, gợi ý những giải pháp nhằm nâng cao hiệu quả hoạt động NHTM Việt Nam hiện nay.
4.3.1 Thống kê mô tả các biến của mô hình:
Trước khi đi vào nghiên cứu, nhóm tác giả đã ứng dụng phần mềm Eviews 6.0 để đưa ra kết quả trong bảng thống kế mô tả. Đồng thời, thông qua bảng thống kê mô tả, nhóm tác giả dễ dàng phân tích, nhận x t và đưa ra kết luận về sự thay đổi của các nhân tố.
Bảng 4.8 Bảng thống kê mô tả các biến của mô hình nghiên cứu.
CDTA CDDEP INVSTA INVSDEP ROE
Trung Bình (Mean) 0.276825 0.477978 0.603431 1.228661 0.133599 Trung Vị (Median) 0.219616 0.455007 0.614976 1.144571 0.123800 Lớn nhất (Maximum) 0.971670 0.996200 0.992562 2.904251 0.291200 Nhỏ nhất (Minimum) 0.045778 0.041771 0.073464 0.069699 0.041674 Độ Lệch Chuẩn (Std. Dev.) 0.222119 0.274633 0.186576 0.685353 0.063668 Độ Trội (Skewness) 1.948045 0.379275 - 0.570657 0.434346 0.776418 Độ Nhọn (Kurtosis) 6.400997 2.045052 3.704150 2.858170 2.770002 Jarque- Bera 144.8758 8.056330 9.741473 4.196524 13.34773 Xác suất (Probability) 0.000000 0.017807 0.007668 0.122669 0.001264 Số quan sát (Observations) 130 130 130 130 130
(Nguồn: Kết quả tính toán bằng Eviews 6. 0 theo phụ lục 2)
Từ bảng 4.8, ta có thể thấy biến phụ thuộc ROE của các NHTM Việt Nam ở mức trung bình (Mean) là 0.133599, thấp nhất (Minimum) là 0.041674 và cao
nhất (Maximum) là 0.291200, biến này không có phân phối chuẩn vì giá trị kiểm định Jarque- Bera 13.34773 khá cao. Độ lệch chuẩn của ROE là 0.063668 (tương đương 6.37%) và phân phối chuẩn này hơi bị lệch sang trái. Các biến như : CDTA, CDDEP, INVSTA, INVSDEP lần lượt có giá trị trung bình (Mean) là 0.276825, 0.477978, 0.603431, 1.228661 đồng thời chênh lệch giữa giá trị lớn nhất và giá trị nhỏ nhất cũng khá lớn.
Biểu đồ 4.7 Phân phối giá trị của biến INVSDEP (adsbygoogle = window.adsbygoogle || []).push({});
(Nguồn: Kết quả tính toán bằng phần mềm Eview 6. 0 theo phụ lục 1)
Kết hợp số liệu từ bảng 4.9 và biểu đồ 4.7, ta thấy biến INVSDEP có giá trị
trung bình là 1.228661, giá trị lớn nhất 2.904251 và giá trị nhỏ nhất là 0.069699. Phân phối này hơi bị nghiêng sang trái và dốc, độ chênh lệch giữa giá trị nhỏ nhất và giá trị lớn nhất là khá lớn. Theo đó tỷ lệ dư nợ tín dụng, chứng khoán kinh doanh, chứng khoán sẵn sàng để bán trên tổng tiền gửi khách hàng của các NHTM Việt Nam khá đa dạng, có ngân hàng có INVSDEP khá cao và có ngân hàng có INVSDEP quá thấp đồng thời nhiều ngân hàng chỉ tập trung mở mức 1.228661. Điều này càng nói lên rằng hiệu quả hoạt động giữa các ngân hàng. Theo phụ lục 1 ta cũng dễ dàng nhận thấy rằng không chỉ có INVSDEP có sự chênh lệch mà cả CDTA, CDDEP, INVSTA và ROE cũng có sự khác biệt rõ rệt.
4.3.2 Kiểm định tƣơng quan giữa các biến và ma trận hệ số tƣơng quan:
Khi phân tích hồi quy, bước đầu tiên cũng là bước quan trọng nhất chính
là
xem xét các mối quan hệ tương quan tuyến tính như sau:
Giữa biến phụ thuộc và từng biến độc lập
Giữa các biến độc lập với nhau
Nếu hệ số tương quan giữa biến phụ thuộc và các biến độc lập lớn chứng tỏ giữa chúng có mối quan hệ tương quan nhau từ đó việc phân tính hồi quy tuyến tính có thể phù hợp. Mặt khác, nếu giữa các biến độc lập cũng có tương quan lớn với nhau thì đó cũng là dấu hiệu cho biết giữa chúng có thể xảy ra hiện tượng đa cộng tuyến trong mô hình hồi quy tuyến tính ta đang x t.
Từ giả thuyết trên, nhóm tác giả sử dụng phần mềm Eviews 6.0 kiểm định
tương quan giữa các biến. Theo phụ lục 5 ta thấy xác suất (Probalitity) > mức ý nghĩa 5% nên ta có thể kết luận rằng: các biến độc lập có thể đưa vào mô hình để giải thích cho biến ROE.
Breusch- Godfrey nối tiếp kiểm tra tƣơng quan M
Thống kê F 2.456155 Xác suất 0.0663
Obs*R2 7.404435 Xác suất 0.0601
(Nguồn: Trích từ kết quả chạy Eviews 6. 0 của nhóm tác giả theo phụ lục 5)
Để phân tích kỹ hơn về sự tương quan giữa các biến, nhóm tác giả đã chạy
Eviews 6.0 và ra ma trận tương quan giữa các biến như sau:
Bảng 4.9 Bảng ma trận tƣơng quan giữa các biến (Correlation Matrix)
CDTA CDDEP INVSTA INVSDEP ROE
CDTA 1.000000 0.352914 - 0.191299 - 0.044501 0.224005
CDDEP 0.352914 1.000000 - 0.319254 - 0.023266 - 0.046131
INVSTA - 0.191299 - 0.319254 1. 000000 0.093021 - 0.107100
INVSDEP - 0.044501 - 0.023266 0.093021 1.000000 0.671238
ROE 0.224005 - 0.046131 - 0.107100 0.671238 1. 000000
Ma trận thể hiện mối tương quan giữa biến ROE (biến phụ thuộc) với các biến độc lập CDTA; CDDEP; INVSTA; INVSDEP và tương quan giữa các biến với nhau. Hệ số tương quan giữa các biến đều lớn, riêng thành phần CDDEP, INVSTA có hệ số tương quan thấp âm chứng tỏ chúng có tác động ngược chiều đến ROE. Nhìn vào ma trận thấy các hệ số tương quan giữa các biến độc lập
trong mô hình là khá thấp và mô hình này có R2 cao thể hiện mức độ giải thích
của các biến cao. Như vậy, không có hiện tượng đa cộng tuyến trong mô hình, vì vậy nghiên cứu này của nhóm tác giả giữ nguyên các biến để phân tích tác động của biến độc lập đến biến phụ thuộc (ROE).
4.3.3 Phân tích hồi quy
Để kiểm định sự phù hợp giữa thành phần CDTA; CDDEP; INVSTA; INVSDEP với ROE nhóm tác giả sử dụng hàm hồi quy tuyến tính. (adsbygoogle = window.adsbygoogle || []).push({});
Như vậy thành phần là CDTA, CDDEP, INVSDEP, INVSTA biến độc lập – Independents và ROE là biến phụ thuộc – Dependent sẽ được đưa vào chạy hồi quy cùng một lúc. Nhóm tác giả sử dụng phần mềm Eviews 6. 0 để chạy mô hình hồi quy đa biến và cho kết quả như sau:
Bảng 4.10 Kết quả theo mô hình OLS.
Dependent Variable: ROE Method: Least Squares Date: 04/13/14 Time: 09:09 Sample: 2001 2130
Included observations: 130
Variable Coefficient Std. Error t- Statistic Prob.
C 0. 088563 0. 018276 4. 845899 0. 0000
CDTA 0. 082393 0. 018272 4. 509231 0. 0000
CDDEP - 0. 043545 0. 015301 - 2. 845923 0. 0052
INVSTA - 0. 060342 0. 021549 - 2. 800244 0. 0059
INVSDEP 0. 064667 0. 005543 11. 66617 0. 0000
R2 0. 559247 Ý nghĩa biến phụ thuộc 0. 133599
R2 hiệu chỉnh 0. 545143 S. D. Biến phụ thuộc 0. 063668
Sai số chuẩn 0. 042940 Tiêu chuẩn TT Akaike - 3. 420338
Tổng dư bình phương 0. 230477 Tiêu chí Schwarz - 3. 310048
Khả năng kiểm tra 227. 3220 Hannan- Quinn criter. - 3. 375524
Thống kê - F 39. 65141 Chỉ số Durbin- Watson 1. 525173
Xác suất (Thống kê - F) 0. 000000
(Nguồn: Trích từ kết quả chạy Eviews 6. 0 theo phụ lục 3)
Kết quả nhận được cho thấy mức nghĩa xác suất (Thống kê - F) hay xác suất (Thống kê - F) rất nhỏ 0.00 < 0.05 nên mô hình có phù hợp ở mức ý nghĩa 1% và hệ số xác định R2 = 0.559247 (hay R2 hiệu chỉnh = 0.559247) chứng minh cho sự phù hợp của mô hình. Nghĩa là mô hình hồi quy tuyến tính được xây dựng phù hợp với tập dữ liệu 55.92%. Nói cách khác, khoảng 55.92%