thực hiện nhằm mục đích kiểm định lại các nhân tố ảnh hưởng đó trên cơ sở tham khảo các mô hình định lượng của các nghiên cứu đi trước.
2.3.2.1 Mô tả dữ liệu và các biến nghiên cứu
Mô tả dữ liệu
Dữ liệu được sử dụng trong phần nghiên cứu này là dữ liệu thứ cấp được trích từ báo cáo tài chính đã qua kiểm toán của NHLD Việt Thái trong thời gian 18 năm từ khi mới thành lập năm 1995 đến năm 2012. Kỳ số liệu sẽ được lấy theo nửa năm, do ngày thành lập của NHLD Việt Thái là tháng 8/1995 nên riêng năm 1995 chỉ gồm 1 kỳ số liệu và kết quả là tổng cộng chúng ta có 35 kỳ số liệu.
Các biến nghiên cứu
Biến phụ thuộc
Hiệu quả hoạt động kinh doanh của NHTM thông thường được đo lường bằng một tổng hợp các chỉ số tài chính như liệt kê ở phần trên. Trong giới hạn của bài nghiên cứu này và trong khả năng của tác giả lần đầu tiếp cận với mô hình nghiên cứu định lượng, hiệu quả hoạt động kinh doanh của NHLD Việt Thái sẽ được thể hiện thông qua hai chỉ số chính: chỉ số ROA và ROE.
Thước đo | Nguồn số liệu | |
ROA | Lợi nhuận sau thuế/Tổng tài sản | Báo cáo tài chính |
ROE | Lợi nhuận sau thuế/Vốn CSH | Báo cáo tài chính |
Có thể bạn quan tâm!
-
Đánh Giá Hiệu Quả Hoạt Động Kinh Doanh Của Nhld Việt Thái Dựa Trên Các Chỉ Số Tài Chính -
Tỷ Lệ Tổng Chi Phí Hoạt Động/tổng Thu Từ Hoạt Động Năm 2008-2012 -
Các Nhân Tố Ảnh Hưởng Đến Hiệu Quả Hoạt Động Kinh Doanh Của Nhld Việt Thái -
Ma Trận Hệ Số Tương Quan Của Các Biến Độc Lập -
Định Hướng Kinh Doanh Của Nhld Việt Thái Đến Năm 2015 -
Đa Dạng Hóa Sản Phẩm, Các Kênh Dịch Vụ Tài Chính Nhằm Gia Tăng Các Nguồn Thu Ngoài Lãi
Xem toàn bộ 116 trang tài liệu này.
Biến độc lập
Các biến độc lập sử dụng cho bài nghiên cứu này được lựa chọn trên cơ sở các bài nghiên cứu tham khảo và quan trọng hơn là từ kết quả phân tích tình hình kinh doanh thực tế của NHLD Việt Thái trong phần trên.
Hiệu quả hoạt động kinh doanh của NHTM chịu ảnh hưởng bởi các nhân tố bên trong và bên ngoài. Nhân tố bên ngoài trong phần cơ sở lý luận bao gồm nhân tố kinh tế-chính trị-xã hội, môi trường pháp lý; nhân tố bên trong gồm nhân tố quy mô, năng lực tài chính, năng lực quản trị, trình độ công nghệ, trình độ cán bộ nhân viên… Các biến độc lập thường được lựa chọn đưa vào các mô hình nghiên cứu để phân tích hiệu quả hoạt động kinh doanh của ngân hàng gồm: quy mô ngân hàng, tỷ lệ tổng chi phí/tổng thu nhập, tỷ lệ cho vay trên vốn huy động, tỷ lệ cho vay trên
tổng tài sản, tỷ lệ nợ xấu… và đại diện cho các nhân tố tác động bên ngoài gồm GDP và tỷ lệ lạm phát. Qua quá trình phân tích, các biến độc lập sử dụng trong bài nghiên cứu này gồm những biến tiêu biểu đại diện cho các nhân tố về quy mô tài sản, trình độ quản lý, hiệu quả cho vay và tác động của nhân tố kinh tế gồm:
Nhân tố bên trong: quy mô ngân hàng, tỷ lệ tổng chi phí/tổng thu nhập, tỷ lệ dư nợ cho vay trên tổng tài sản, tỷ lệ nợ xấu.
Nhân tố bên ngoài: GDP
(1) Quy mô ngân hàng (BANKSIZE): biến quy mô ngân hàng được lựa chọn làm biến độc lập vì về mặt lý thuyết một ngân hàng lớn có thể tạo ra nhiều lợi nhuận hơn với chi phí thấp hơn do đó hiệu quả kinh doanh sẽ tốt hơn. Biến BANKSIZE được tính bằng logrit cơ số tự nhiên của tổng tài sản được lấy làm biến đại diện cho quy mô của NHLD Việt Thái qua các năm.
(2) Tổng chi phí/tổng doanh thu (TCTR): phản ánh khả năng điều chỉnh mối quan hệ giữa chi phí và doanh thu để đạt mức hiệu quả. Tỷ số này nếu càng nhỏ sẽ cho hiệu quả cao hơn, đồng thời biến này cũng thể hiện năng lực điều hành hoạt động của ban lãnh đạo ngân hàng.
(3) Tỷ lệ cho vay/tổng tài sản (LNTA): lợi nhuận của các NHTM chủ yếu là thu và chi về lãi. Vì vậy, một trong những biện pháp tăng hiệu quả hoạt động kinh doanh là tăng doanh số cho vay để tăng nguồn thu nhập cho ngân hàng. Vì vậy, nếu tỷ lệ này cao có nghĩa ngân hàng đã có nhiều thu nhập hơn, từ đó có khả năng mang lại nhiều lợi nhuận, tăng hiệu quả hoạt động kinh doanh của ngân hàng.
(4) Tỷ lệ nợ xấu (NPL): Tỷ lệ nợ xấu cho biết chất lượng và rủi ro của danh mục cho vay của ngân hàng, bao nhiêu đồng đang bị phân loại vào nợ xấu trên 100 đồng cho vay. Tỷ lệ này nếu có xu hướng tăng lên có thể là dấu hiệu cho thấy ngân hàng đang gặp khó khăn trong việc quản lý chất lượng các khoản cho vay. Ngược lại, tỷ lệ này thấp so với các năm trước cho thấy chất lượng các khoản tín dụng được cải thiện.
Thước đo | Nguồn số liệu | |
BANKSIZE | Logarit tổng tài sản | Báo cáo tài chính |
TCTR | Tổng chi phí/Tổng doanh thu | Báo cáo tài chính |
LNTA | Tỷ lệ cho vay/Tổng tài sản | Báo cáo tài chính |
NPL | Tỷ lệ nợ xấu | Báo cáo tài chính |
(5) GDP: Tăng trưởng kinh tế có tác động mạnh mẽ đến chỉ tiêu lợi nhuận của ngành ngân hàng nói chung. Tăng trưởng ngân hàng chắc chắn sẽ chậm trong bối cảnh kinh tế khó khăn và điều đó sẽ là thách thức lớn cho ngành ngân hàng trong việc đạt kế hoạch lợi nhuận đặt ra.
Bảng liệt kê các biến cho thấy rằng biến trình độ người lao động và trình độ công nghệ thông tin đã không được liệt kê thành những biến nghiên cứu trong mô hình định lượng, tuy nhiên chúng luôn được xem là những biến quan trọng ảnh hưởng đến kết quả hoạt động kinh doanh của NHLD Việt Thái. Nguyên nhân chúng không được đưa vào mô hình vì sự tác động xuất phát từ sự thay đổi trình độ của hai nhân tố này đến kết quả hoạt động kinh doanh của NHLD Việt Thái là khá rò nét. Sự thiếu kinh nghiệm và trình độ chuyên môn chưa phù hợp hay sự thiếu quyết tâm của Ban điều hành trong việc tạo ra những đột phá về chiến lược kinh doanh và thứ hai là sự thiếu đầu tư về công nghệ rò ràng là những nhân tố rất quan trọng khi tiến hành xem xét và tìm ra nguyên nhân dẫn đến thực trạng hoạt động không hiệu quả của NHLD Việt Thái hiện nay.
2.3.2.2 Mục tiêu nghiên cứu và các giả thiết nghiên cứu
Mục tiêu nghiên cứu
Nghiên cứu này được thực hiện nhằm giải quyết mục tiêu quan trọng nhất là xác định các nhân tố và sự tác động của các nhân tố đó đến kết quả hoạt động kinh doanh của NHLD Việt Thái.
Các giả thiết nghiên cứu
(1) Giả thiết 1: Có một mối quan hệ đồng biến giữa quy mô ngân hàng và hiệu quả hoạt động kinh doanh của ngân hàng
(2) Giả thiết 2: Có một mối quan hệ nghịch biến giữa tỷ số tổng chi phí/Tổng doanh thu và hiệu quả hoạt động kinh doanh của ngân hàng
(3) Giả thiết 3: Có một mối quan hệ đồng biến giữa tỷ lệ cho vay/tổng tài sản và hiệu quả hoạt động kinh doanh của ngân hàng
(4) Giả thiết 4: Có một mối quan hệ nghịch biến giữa tỷ lệ nợ xấu và hiệu quả hoạt động kinh doanh của ngân hàng
(5) Giả thiết 7: Có một mối quan hệ đồng biến giữa tốc độ tăng trưởng GDP và hiệu quả hoạt động kinh doanh của ngân hàng
Bảng 2.11: Kỳ vọng dấu của các biến độc lập trong mô hình hồi quy
Kỳ vọng dấu | |
BANKSIZE | + |
TCTR | - |
LNTA | + |
NPL | - |
GDP | + |
2.3.2.3 Phương pháp và mô hình nghiên cứu
Phương pháp nghiên cứu: nghiên cứu này sử dụng mô hình hồi quy đa biến chạy trên phần mềm Eview 6.0 từ nguồn số liệu dữ liệu chuỗi thời gian trích từ Báo cáo tài chính kiểm toán của NHLD Việt Thái trong từ khi mới thành lập năm 1995 đến năm 2012. Mô hình hồi quy được sử dụng trong nghiên cứu là:
(1) Mô hình với ROA là biến phụ thuộc
ROAt = β0+β1(BANKSIZE) t+ β2(TCTR) t + β3(LNTA) t + β4(NPL) t + β5(GDP) t + ut
(2) Mô hình với ROE là biến phụ thuộc
ROEt= β0+β1(BANKSIZE) t+ β2(TCTR) t + β3(LNTA) t + β4(NPL) t + β5(GDP) t + ut
2.3.2.4 Kiểm định tính dừng của dữ liệu chuỗi thời gian
Các dữ liệu chuỗi thời gian đã và đang được sử dụng một cách thường xuyên và sâu rộng trong các nghiên cứu thực nghiệm. Bài nghiên cứu này được thực hiện trên một đối tượng quan sát duy nhất là NHLD Việt Thái và các dữ liệu được thu thập theo thời gian từ năm 1995 đến năm 2012. Do đó, dữ liệu thu được là dữ liệu chuỗi thời gian và với bảy biến được lựa chọn (2 biến phụ thuộc và 5 biến độc lập),
chúng ta sẽ có được bảy chuỗi thời gian. Trước khi tiến hành thực hiện hồi quy theo mô hình (1) và (2), chúng ta nhận thấy rằng một giả định ngầm tạo cơ sở cho việc phân tích hồi quy liên quan đến các dữ liệu chuỗi thời gian là các dữ liệu đó phải dừng. Nếu không như vậy thì phương thức kiểm định giả thiết thông thường dựa trên t, F… có thể trở nên không đáng tin cậy và kết quả hồi quy thu được là hồi quy giả mạo. Muốn vậy ta cần phải biết giữa biến phụ thuộc và các biến giải thích có thật sự tồn tại mối quan hệ cân bằng dài hạn hay không. Đó là lý do mà tại sao chúng ta phải tiến kiểm định nghiệm đơn vị trước khi tiến hành hồi qui.
Nhưng nếu kiểm định nghiệm đơn vị lại không bác bỏ được giả thuyết chuỗi có nghiệm đơn vị, tức chuỗi số liệu là không dừng thì ta có thể dùng sai phân để có được các chuỗi dừng trước khi sử dụng cho hồi qui. Để kiểm định tính dừng của các biến trong mô hình, ta sử dụng cách kiểm định tính dừng phổ biến gần đây là kiểm định nghiệm đơn vị dựa trên mô hình Yt = Yt-1 + ut
Đây là phương trình hồi quy bậc 1 mà ở đó chúng ta hồi quy giá trị của Y tại
thời điểm t dựa trên giá trị của nó ở thời điểm (t-1). Và nếu hệ số hồi quy của Yt-1 bằng 1 thì có thể nói rằng biến ngẫu nhiên Yt có nghiệm đơn vị tức chuỗi không dừng. Sử dụng phương pháp kiểm định tính dừng phổ biến unit root test trên tất cả các biến độc lập và biến phụ thuộc trong mô hình, chúng ta thu được kết quả sau về bậc dừng của các biến như sau:
Bảng 2.12: Kết quả thống kê kiểm định tính dừng của các biến chuỗi thời gian
p-value (unit root test) | Bậc dừng | |
ROA | 0.0000 | Chuỗi dừng tại sai phân bậc 1 |
ROE | 0.0193 | Chuỗi dừng tại sai phân bậc 1 |
BANKSIZE | 0.0001 | Chuỗi dừng tại sai phân bậc 1 |
TCTR | 0.0000 | Chuỗi dừng tại sai phân bậc 1 |
LNTA | 0.0000 | Chuỗi dừng tại sai phân bậc 1 |
NPL | 0.0001 | Chuỗi dừng tại sai phân bậc 1 |
GDP | 0.0000 | Chuỗi dừng tại sai phân bậc 1 |
Nguồn: Kết quả thống kê chạy từ phần mềm Eview 6.0
Với quan sát thông thường, các chuỗi thời gian ROA, BANKSIZE, TCTR, LNTA, NPL và GDP đều có xu hướng tăng dần theo thời gian, tức chúng thể hiện một xu hướng tăng đều đặn nên có thể cho ta một cái nhìn hoài nghi về tính dừng
của chuỗi và kết quả kiểm định đã cho ra kết quả về tính không dừng của những chuỗi thời gian này. Sau khi đã xác định bậc dừng của các chuỗi thời gian, ta tiến hành hồi quy OLS với bậc dừng tương ứng của các chuỗi.
2.3.2.5 Kết quả nghiên cứu
Thống kê mô tả
Bảng 2.13: Kết quả thống kê mô tả của các biến độc lập và phụ thuộc
Mean | Median | Maximum | Minimum | Std.Dev. | |
ROA | 0.0084 | 0.0063 | 0.0270 | -0.0006 | 0.0070 |
ROE | 0.0246 | 0.0260 | 0.0586 | -0.0017 | 0.0143 |
BANKSIZE | 11.2701 | 11.6909 | 12.5241 | 9.6879 | 0.9656 |
TCTR | 0.71757 | 0.7007 | 1.2304 | 0.0326 | 0.2670 |
LNTA | 0.42885 | 0.4034 | 0.7194 | 0.2208 | 0.1229 |
NPL | 0.01752 | 0.0111 | 0.0922 | 0.0000 | 0.0216 |
GDP | 184917.4 | 167271.4 | 347242.0 | 93768.4 | 69020.3 |
Nguồn: Kết quả thống kê chạy từ phần mềm Eview 6.0
Bảng số liệu trên cung cấp một bản tóm tắt của các số liệu thống kê mô tả cho các biến phụ thuộc và độc lập. Nó cho thấy rằng lợi nhuận trên tổng tài sản (ROA) cho mẫu có giá trị trung bình là 0.0063 và độ lệch tiêu chuẩn là 0.0070. ROA cao nhất là 0.0270 và ROA thấp nhất là -0.0006. Giá trị trung bình của biến lợi nhuận trên vốn chủ sở hữu (ROE) là 0.0260 với độ lệch chuẩn là 0.0143. Phạm vi của các giá trị so với ROE là từ -0.0017 đến 0.0586.
Quy mô ngân hàng (BANKSIZE) được đo bằng cách lấy logarit tự nhiên của tổng tài sản có giá trị trung bình 11.6909. Độ lệch chuẩn của BANKSIZE là 0.9656, trong khi giá trị tối đa là 12.5241 và giá trị thấp nhất là 9.6879. Điều này cho thấy rằng quy mô của NHLD Việt Thái qua 18 năm khá ổn định và không có sự tăng trưởng đột biến, nguyên nhân xuất phát từ việc tăng vốn chậm chạp của NHLD Việt Thái và giá trị tài sản gia tăng qua các năm là rất khiêm tốn.
Giá trị trung bình của tỷ số tổng chi phí trên tổng doanh thu (TCTR) là 0.7007, và độ lệch chuẩn là 0.2670. Phạm vi của các giá trị TCTR là từ 0.0326 đến 1.23047 Biến LNTA được đo bằng tỷ số của tiền vay trên tổng tài sản thì có độ lệch chuẩn là 0.1294 trong khi giá trị trung bình của nó là 0.4034 với mức dao động từ 0.2208 đến 0.7194. Đối với tỷ lệ nợ xấu (NPL), đo bằng số nợ quá hạn trên tổng dư
nợ thì có giá trị thấp nhất là 0,0000 và cao nhất là 0.0922 với độ lệch chuẩn là 0.0216 và giá trị trung bình là 0.0111. Phạm vi dao động của tỷ lệ nợ xấu của NHLD Việt Thái từ xuất phát điểm là 0.0000 ở những năm đầu hoạt động, con số này đã có lúc đạt đến 0,0920 là khá cao trong những năm gần đây. Đây là điều chúng ta cần lưu ý khi phân tích biến này trong mô hình.
Cuối cùng, đại diện cho các nhân tố tác động bên ngoài đến kết quả hoạt động kinh doanh của NHLD Việt Thái là biến GDP. Giá trị trung bình của GDP qua các năm quan sát là 167,271 với độ lệch chuẩn là 69,020. Phạm vi dao động của biến trong khoảng từ 93,768 đến 347,242.
Hệ số tương quan
Bảng 2.14: Kết quả hệ số tương quan giữa các biến
ROA | ROE | BANKSIZE | TCTR | LNTA | NPL | GDP | |
ROA | 1.0000 | 0.4538 | -0.6620 | -0.8105 | -0.2409 | 1.0000 | 0.4538 |
ROE | 0.4538 | 1.0000 | 0.0846 | -0.3178 | -0.5085 | 0.4538 | 1.0000 |
BANKSIZE | -0.6620 | 0.0846 | 1.0000 | 0.6247 | 0.2187 | -0.6620 | 0.0846 |
TCTR | -0.8105 | -0.3178 | 0.6247 | 1.0000 | 0.2043 | -0.8105 | -0.3178 |
LNTA | -0.2409 | -0.5085 | 0.2187 | 0.2043 | 1.0000 | -0.2409 | -0.5085 |
NPL | -0.3556 | -0.5531 | 0.3178 | 0.3009 | 0.6362 | -0.3556 | -0.5531 |
GDP | -0.5792 | -0.1744 | 0.8498 | 0.5516 | 0.4973 | -0.5792 | -0.1744 |
Nguồn: Kết quả thống kê chạy từ phần mềm Eview 6.0
Trong nghiên cứu này, phân tích tương quan Pearson được đưa ra nhằm phân cho thấy mối quan hệ giữa 7 biến trong mô hình. Phân tích tương quan cho thấy rằng đối với ROA tất cả các biến độc lập BANKSIZE, TCTR, LNTA, NPL, GDP đều có mối tương quan ngược chiều với hệ số tương quan lần lượt là -0.6620, - 0.8105, -0.2409, -0.3556, -0.5792, trong đó biến có hệ số tương quan với ROA cao nhất lên đến -0,8105 là TCTR. Điều này hoàn toàn phù hợp với lý luận đưa ra khi chi phí trên doanh thu càng cao thì ROA càng thấp và ngược lại.
Đối với ROE, phân tích tương quan Pearson cũng cho thấy rằng có tương quan ngược chiều giữa ROE và TCTR, LNTA, NPL, GDP với hệ số tương quan lần lượt là -0.3178, -0.5085, -0.5531, -0.1744, nhưng lại có mối tương quan cùng chiều với BANKSIZE với hệ số hồi quy là 0.0846.
Kết quả hồi quy trên các biến đã xử lý dừng
Hai mô hình hồi quy đã được thực hiện trên phần mềm Eview 6.0 để cho ra 2 bảng số liệu dưới đây:
Kết quả hồi quy sơ bộ (Xem phụ lục 2)
Bảng 2.15: Kết quả hồi quy sơ bộ
Hệ số hồi quy | p_value | R_square | Prob(F-statistic) | Durbin Watson | |
Mô hình ROA | |||||
BANKSIZE | -0.0025 | 0.4849 | 0.5382 | 0.0000 | 1.9851 |
TCTR | -0.0113 | 0.0000 | |||
LNTA | -0.0076 | 0.3202 | |||
NPL | -0.0986 | 0.1639 | |||
GDP | 0.0000 | 0.5778 | |||
Mô hình ROE | |||||
BANKSIZE | 0.0103 | 0.2675 | 0.5959 | 0.0000 | 2.0745 |
TCTR | -0.0229 | 0.0004 | |||
LNTA | -0.0236 | 0.2287 | |||
NPL | -0.3391 | 0.0638 | |||
GDP | 3.54E-0 | 0.4349 | |||
Kết quả kiểm định
Nguồn: Kết quả thống kê chạy từ phần mềm Eview 6.0
(1) Kiểm định sự phù hợp của mô hình hồi quy
Kiểm định sự phù hợp của mô hình là kiểm định hệ số R2 có khác 0 một cách có ý nghĩa thống kê hay không.
Đặt giả thiết H0: R2=0 (X hoàn toàn không giải thích được cho Y, các βj
đồng thời bằng 0) và H1: R2 0
Nếu Fkd > Fα(k-1,n-k), bác bỏ H0; Hoặc nếu p-value (F) < λ, bác bỏ H0 Trong đó Fkd và p-value (F) là hai giá trị được tạo ra từ việc chạy mô hình hồi
quy. Ta tiến hành tính Fα(k-1,n-k). Với giá trị α chọn trước là 5%, n là số quan sát và k là số biến độc lập của mô hình, tra bảng Fisher ta tính được giá trị Fα(k-1,n-k) là 2,7014. Thay vào ta có:
Mô hình ROA: 6.5274 > 2.7014 => Bác bỏ H0 Mô hình ROE: 8.2586 > 2.7014 => Bác bỏ H0
Đồng thời p-value (F) trong mô hình ROA và ROE đều là 0.0000 < 0.05. Với mức ý nghĩa 5% kết luận rút ra là bác bỏ H0 đối với mô hình hồi quy ROA và ROE.