tương quan ngược chiều với thu nhập lãi thuần của các ngân hàng ở mức ý nghĩa 1%. Điều này cho thấy rằng ngành ngân hàng Việt Nam càng tập trung (càng có sự độc quyền lớn) sẽ làm giảm khả năng sinh lợi của hầu hết các ngân hàng thương mại không có khả năng độc quyền. Vì vậy, đây là yếu tố tiêu cực tác động đến khả năng sinh lợi của các ngân hàng thương mại. Kết quả trên được tìm thấy trong nghiên cứu thực nghiệm của Naceur (2003) tại các ngân hàng thương mại Tusinia.
Đồng thời, hoạt động cho vay (LOAN) và hoạt động huy động tiền gửi (DEPTA) đều thể hiện mối quan hệ cùng chiều với khả năng sinh lợi của các ngân hàng thương mại ở mức ý nghĩa 1%. Điều này cho thấy rằng các ngân hàng càng có dư nợ cho vay càng cao và huy động càng nhiều khoản tiền gửi thì sẽ gia tăng thu nhập lãi thuần của các ngân hàng. Kết quả này tương tự với bằng chứng thực nghiệm được tìm thấy trong nghiên cứu của Saona (2016). Điều này có thể được giải thích như là cho vay là hoạt động sinh lời nhất của ngân hàng nên khi cho vay càng tăng sẽ làm gia tăng thu nhập từ lãi cũng như thu nhập lãi thuần và khả năng sinh lợi của ngân hàng, ngoài ra tiền gửi được cho rằng có chi phí huy động thấp nhất trong các khoản huy động của ngân hàng (Trujillo – Ponce, 2013), cho nên kết quả là thu nhập lãi thuần và khả năng sinh lợi của ngân hàng sẽ gia tăng.
Tương tự như hoạt động cho vay và huy động tiền gửi, tỷ lệ lạm phát (INFL) của trong giai đoạn nghiên cứu có mối tương quan dương với ngân hàng thương mại ở mức ý nghĩa 1%. Cụ thể, tỷ lệ lạm phát tác động đến cả chi phí và doanh thu của ngân hàng, tuy nhiên do các ngân hàng thương mại trong giai đoạn nghiên cứu doanh thu lớn hơn lợi nhuận nên khi có tỷ lệ lạm phát càng lớn sẽ kéo theo khoảng chênh lệch giữa doanh thu và lợi nhuận càng lớn; do đó thu nhập lãi thuần càng được gia tăng. Kết quả này là tương tự với bằng chứng thực nghiệm trong bài nghiên cứu của Saona (2016) và Lê Tấn Phước (2016).
Tốc độ tăng trưởng kinh tế (GDPGR) cho thấy mối tương quan ngược chiều với khả năng sinh lợi của ngân hàng thương mại ở mức ý nghĩa 1%. Kết quả này là tương tự như nghiên cứu của Saona (2016) cũng như ở nghiên cứu Nguyễn Minh
Sáng và cộng sự (2014). Điều này có thể giải thích bởi trong giai đoạn nghiên cứu 2005 – 2017, Việt Nam trải qua hai cuộc suy thoái kinh tế vào năm 2007 – 2009 và 2011 – 2013 làm cho hoạt động của các doanh nghiệp bị giảm sút, ảnh hưởng đến mức độ tín nhiệm của các doanh nghiệp và do đó ngân hàng thương mại tăng lãi suất cho vay nhằm bù đắp rủi ro của khoản tín dụng.
Sự phát triển hệ thống tài chính (FINDEV1 và FINDEV2) cho thấy mối tương quan cùng chiều với thu nhập lãi thuần của các ngân hàng ở mức ý nghĩa 1%. Điều này cho thấy rằng Việt Nam càng phát triển hệ thống tài chính thông qua thị trường ngân hàng và thị trường chứng khoán thì sẽ làm gia tăng thu nhập lãi thuần của các ngân hàng thương mại.
Tỷ lệ dự trữ của ngân hàng thương mại (RESERVE) có tác động ngược chiều đến thu nhập lãi thuần của các ngân hàng ở mức ý nghĩa 1%. Kết quả này là tương tự như nghiên cứu của Demiguc-Kunt và Huizinga (1999), điềucho thấy rằng các ngân hàng thương mại khi có tỷ lệ dự trữ cao sẽ làm gia tăng chi phí cơ hội nhưng lại không tạo được lợi nhuận và kết quả là làm giảm khả năng sinh lợi của ngân hàng.
Tiếp theo, hệ thống luật lệ bảo vệ nhà đầu tư (LAW) có tác động ngược chiều đến thu nhập lãi thuần của các ngân hàng thương mại ở mức ý nghĩa 1%. Điều này cho thấy rằng hệ thống luật lệ càng tốt thì sẽ làm giảm thu nhập lãi thuần của các ngân hàng. Điều này tương tự với phát hiện của Saona (2016) và có thể thấy rằng luật lệ tốt thì cho thấy quốc gia đó có mức độ tham nhũng và các va chạm tài chính thấp, do đó khả năng sinh lợi của các ngân hàng thương mại sẽ suy giảm.
Cuối cùng, đối với rủi ro mất khả năng thanh toán (CRISIS) có tác động ngược chiều với khả năng sinh lợi của ngân hàng thương mại, kết quả này là tương tự với nghiên cứu của Sufian (2011). Với tác động ngược chiều này có thể cho thấy rằng khi rủi ro mất khả năng thanh toán cao sẽ làm cho ngân hàng đối mặt với nhiều vấn về quản trị, khó khăn trong việc huy động vốn (chi phí huy động vốn gia tăng) cũng như trong việc thu hồi tiền cho vay khách hàng, … dẫn đến việc gia tăng chi phí và
làm giảm thu nhập lãi thuần.
Qua kết luận từ các kiểm định được trình bày tại Mục 4.4.1, tác giả thực hiện đề tài nhận thấy mô hình hồi quy GMM được tham khảo từ nghiên cứu của Saona (2016) là phù hợp để phân tích và đánh giá các yếu tố ảnh hưởng đến khả năng sinh lợi của ngân hàng thương mại tại một số nước Đông Nam Á giai đoạn 2005 – 2017. Qua nghiên cứu trên, các kết luận được rút ra như sau:
Kết quả nghiên cứu bài luận văn không có ý nghĩa thống kê với mẫu quan sát là tất cả ngân hàng thương mại thuộc 6 nước tại Đông Nam Á (Việt Nam, Thái Lan, Indonesia, Malaysia, Philippines, Singapore) hay 5 nước thuộc Đông Nam Á không bao gồm Việt Nam (Thái Lan, Indonesia, Malaysia, Philippines, Singapore). Kết quả bài nghiên cứu chỉ có ý nghĩa thống kê với quan sát là các ngân hàng thương mại tại Việt Nam.
Các yếu tố ảnh hưởng đến khả năng sinh lợi của ngân hàng thương mại Việt Nam bao gồm: quy mô vốn chủ sở hữu, mức độ đa dạng hóa, quy mô ngân hàng, rủi ro tín dụng, mức độ tập trung ngành, hoạt động huy động tiền gửi và cho vay, tỷ lệ lạm phát, tốc độ tăng trưởng kinh tế, sự phát triển hệ thống tài chính, tỷ lệ dự trữ, luật lệ bảo vệ nhà đầu tư và rủi ro mất khả năng thanh toán của ngân hàng.
Bài nghiên cứu tìm thấy các yếu tố nêu trên có ảnh hưởng đáng kể với tác động khác nhau đến khả năng sinh lợi của ngân hàng thương mại Việt Nam, cụ thể:
+ Vốn chủ sở hữu thể hiện mối quan hệ phi tuyến hình chữ U ngược với khả năng sinh lợi của các ngân hàng. Điều này hàm ý rằng vốn chủ sở hữu gia tăng sẽ làm cho các ngân hàng cải thiện thu nhập lãi thần của các ngân hàng thương mại, tuy nhiên khi tăng qua một mức độ vốn chủ sở hữu nhất định, sự gia tăng trong vốn chủ sở hữu sẽ làm giảm thu nhập lãi thuần cũng như khả năng sinh lợi của các ngân hàng;
+ Quy mô ngân hàng, rủi ro tín dụng, hoạt động cho vay và hoạt động tiền gửi, lạm phát, sự phát triển tài chính đều thể hiện tương quan dương với khả năng sinh lợi của ngân hàng thương mại thông qua biến thu nhập lãi thuần. Điều này có nghĩa là khi quy mô ngân hàng gia tăng, rủi ro tín dụng càng cao, hoạt động cho vay và hoạt động tiền gửi càng được đẩy mạnh, lạm phát của Việt Nam gia tăng, ngành tài chính của Việt Nam càng phát triển thì sẽ cải thiện khả năng sinh lợi của các ngân hàng trong mẫu nghiên cứu;
+ Các yếu tố khác như mức độ đa dạng hóa thu nhập, mức độ tập trung ngành ngân hàng, tốc độ tăng trưởng kinh tế, tỷ lệ dự trữ bắt buộc, luật lệ bảo vệ nhà đầu tư của Việt Nam và rủi ro mất khả năng thanh toán cho thấy mối quan hệ ngược chiều với khả năng sinh lợi của các ngân hàng thương mại. Điều này ngụ ý rằng khi ngân hàng càng đẩy mạnh chiến lược đa dạng hóa thu nhập, càng có tỷ lệ dự trữ bắt buộc càng cao và ngành ngân hàng Việt Nam càng tập trung cũng như nền kinh tế Việt Nam càng tăng trưởng cũng như luật lệ Việt Nam càng bảo vệ các nhà đầu tư thì khả năng sinh lợi của các ngân hàng thương mại trong mẫu nghiên cứu sẽ có xu hướng giảm.
4.4.2. Các yếu tố ảnh hưởng đến khả năng sinh lợi ngân hàng thương mại
Nhằm kiểm định tính vững chắc của kết quả mô hình nghiên cứu, tác giả thực hiện hồi quy trên mô hình tương tự như ở Mục 4.4.1 với quan sát là các ngân hàng thương mại tại Việt Nam (kết quả mô hình có ý nghĩa thống kê) nhưng với sự thay đổi về biến đo lường khả năng sinh lợi (biến phụ thuộc – NIM1). Cụ thể thay NIM1 bằng:
NIM2: thu nhập lãi thuần trên tài sản trung bình;
NIM3: thu nhập lãi thuần trên tài sản sinh lãi;
NIM4: thu nhập lãi thuần trên tài sản.
Nhìn chung, kết quả được trình bày tại bảng bên dưới cho thấy mô hình nghiên cứu (mô hình hồi quy GMM) là phù hợp do có p-value của kiểm định AR(2) và kiểm định Hansen đều lớn hơn mức ý nghĩa thống kê (trong trường hợp này là 10%), cụ thể:
Không thể bác bỏ giả thuyết H0 của kiểm định AR(2): hiện tượng tự tương quan bậc hai không tồn tại trong mô hình nghiên cứu;
Không thể bác bỏ giả thuyết H0 của kiểm định Hansen: biến công cụ của mô hình là ngoại sinh.
Như vậy, kết quả ước lượng mô hình nghiên cứu từ phương pháp hồi quy GMM là đáng tin cậy và có thể dùng để phân tích.
Từ kết quả nghiên cứu được trình bày trong bảng trên có thể thấy hệ số hồi quy của các biến độc lập trong mô hình có biến đo lường (biến phụ thuộc) NIM2, NIM3, NIM4 là cùng chiều (cùng dấu) khi so sánh với mô hình có biến đo lường (biến phụ thuộc) NIM1.
Trong tất cả các trường hợp, rủi ro tín dụng là một trong những tác động lớn nhất đến khả năng sinh lợi của ngân hàng thương mại. Do đó, một ý nghĩa quan trọng của phát hiện này là khi ngân hàng thương mại cho khách hàng vay đối với các khoản vay được đánh giá có độ rủi ro cao thì nhà quản trị cũng yêu cầu một mức lãi suất cao hơn nhằm bù đắp cũng như đánh đổi với độ rủi ro cao mà ngân hàng phải gánh chịu, từ đó giúp cho khả năng sinh lợi của ngân hàng thương mại được cải thiện đáng kể.
Bảng 4.9. Kiểm định tính vững kết quả ảnh hưởng của các yếu tố đến khả năng sinh lợi của các ngân hàng thương mại
Hệ số z (NIM2) | Hệ số z (NIM2) | Hệ số z (NIM3) | Hệ số z (NIM3) | Hệ số z (NIM4) | Hệ số z (NIM4) | |
NIM(-1) | 0.39* 3.83 | 0.3753* 3.79 | 0.2428*** 1.77 | 0.1574*** 1.64 | 0.3515* 3.53 | 0.247** 2.81 |
CAP | 0.1888*** 1.85 | 0.3753*** 1.78 | 0.5648*** 3.67 | 0.4299*** 3.65 | 0.2877* 2.85 | 0.3773* 4.05 |
CAP2 | -0.3598*** -1.22 | -0.3794*** -1.08 | -1.3968* -3.09 | -1.1207*** -2.94 | -0.5963* -1.9 | 0.3773* -3 |
DIV1 | -0.0019** -0.38 | 0.0379* 2.21 | 0.0163 1.23 | |||
DIV2 | -0.0023*** -0.69 | -0.0191*** -3.22 | -0.008* -3.48 | |||
SIZE | 0.0011*** 1.35 | 0.0012*** 1.58 | 0.0047*** 3.99 | 0.0022*** 2.59 | 0.0027* 3.45 | 0.0025* 3.83 |
CRISK | 0.365*** 5.57 | 0.3796*** 5.43 | 0.5218*** 4.82 | 0.4747*** 7.27 | 0.3573* 6.09 | 0.4208* 7.72 |
CONC | -0.0002* -2.21 | -0.0002*** -2.55 | -0.0002 -1.49 | -0.0003* -2.7 | -0.0001 -0.78 | -0.0001 -1.44 |
LOAN | 0.0058*** 1.32 | 0.0082*** 1.41 | 0.0399*** 3.38 | 0.0225*** 3.14 | 0.019* 2.91 | 0.0176* 2.94 |
DEPTA | 0.0137* 3.11 | 0.0125* 2.59 | -0.0076 -0.85 | 0.0092 1.42 | 0.0039 0.57 | 0.0055 1.01 |
Có thể bạn quan tâm!
-
Các yếu tố ảnh hưởng đến khả năng sinh lợi của ngân hàng thương mại tại một số nước Đông Nam Á - 5 -
Các yếu tố ảnh hưởng đến khả năng sinh lợi của ngân hàng thương mại tại một số nước Đông Nam Á - 6 -
Các yếu tố ảnh hưởng đến khả năng sinh lợi của ngân hàng thương mại tại một số nước Đông Nam Á - 7 -
Các yếu tố ảnh hưởng đến khả năng sinh lợi của ngân hàng thương mại tại một số nước Đông Nam Á - 9 -
Các yếu tố ảnh hưởng đến khả năng sinh lợi của ngân hàng thương mại tại một số nước Đông Nam Á - 10 -
Các yếu tố ảnh hưởng đến khả năng sinh lợi của ngân hàng thương mại tại một số nước Đông Nam Á - 11
Xem toàn bộ 93 trang tài liệu này.
Hệ số z (NIM2) 0.0011* 4.29 | Hệ số z (NIM2) 0.0012*** 4.9 | Hệ số z (NIM3) 0.0005 1.31 | Hệ số z (NIM3) 0.001** 3.09 | Hệ số z (NIM4) 0.0005 1.6 | Hệ số z (NIM4) 0.0006* 2.33 | |
INFL | ||||||
GDPGR | -0.0036* -2.56 | -0.0042** -2.55 | -0.0007 -0.29 | -0.0049* -2.36 | -0.0009 -0.45 | -0.0021 -1.33 |
FINDEV1 | 0.0009 1.63 | 0.0011* 1.99 | -0.0005 -0.63 | 0.0009 0.94 | -0.0005 -0.69 | -0.0003 -0.46 |
FINDEV2 | 0.0004* 3.1 | 0.0004* 2.8 | 0.0002* 1.94 | 0.0002*** 0.57 | 0.0003 1.64 | 0.0004* 3.42 |
RESERVE | -0.051* -5.44 | -0.0519* -5.72 | -0.0098*** -0.45 | -0.0129** -0.75 | -0.0334* -2.8 | -0.0327* -2.54 |
LAW | -0.0904* -2.36 | -0.1062* -2.7 | 0.0218 0.36 | -0.0837 -1.28 | 0.0185 0.35 | -0.0018 -0.04 |
CRISIS | -0.0001** -0.82 | -0.0001 -0.94 | -0.0003** -2.49 | -0.0001 -0.47 | -0.0002* -1.97 | -0.0001 -1.05 |
Hệ số chặn | -0.0631*** -1.83 | -0.0606* -1.72 | -0.2128*** -4.11 | -0.0791*** -1.53 | -0.1293* -4.14 | -0.1179* -3.74 |
AR(1) | 0.001 | 0.001 | 0.002 | 0.004 | 0.001 | 0.001 |
AR(2) | 0.425 | 0.341 | 0.497 | 0.792 | 0.350 | 0.825 |
Hansen | 0.924 | 0.831 | 0.387 | 0.404 | 0.953 | 0.341 |
*, ** và *** lần lượt thể hiện mức ý nghĩa thống kê 10%, 5% và 1%.
Nguồn: Tác giả tính toán và tổng hợp từ Phụ lục 9, 10, 11
CHƯƠNG 5. KẾT LUẬN VÀ HÀM Ý
5.1. Kết luận
Xuất phát từ mục tiêu là nghiên cứu các yếu tố ảnh hưởng đến khả năng sinh lợi của ngân hàng thương mại tại một số nước Đông Nam Á trong giai đoạn 2005 – 2017, tác giả đã nghiên cứu các đề tài nghiên cứu trước đây như Ho và Saunder (1981), Ben Naceur (2003) và Saona (2016). Theo đó, bài nghiên cứu sử dụng biến thu nhập lãi thuần làm đại diện cho khả năng sinh lợi của ngân hàng thương mại Đông Nam Á và sử dụng dụng mô hình nghiên cứu tương tự như nghiên cứu của Saona (2016) (mô hình GMM) khi xem xét về vấn đề này. Dữ liệu nghiên cứu được thu thập các số liệu tài chính của 98 ngân hàng thương mại đang hoạt động tại khu vực trong giai đoạn từ năm 2005 – 2017 với tổng số quan sát là 1.024. Trong đó đối với các số liệu thuộc báo cáo tài chính của ngân hàng thương mại được thu thập, tổng hợp bởi FiinPro và Trung tâm Dữ liệu – Phân tích Kinh tế (CDEA) của Trường Đại học Kinh tế Thành phố Hồ Chí Minh; đối với dữ liệu thể hiện đặc điểm kinh tế vĩ mô, đặc điểm ngành ngân hàng của các quốc gia của một số nước trong khu vực Đông Nam Á được tác giả thu thập từ dữ liệu ngân hàng Thế giới (WorldBank) và tạp chí Economic Freedom từ The Heritage Foundation.
Kết quả kiểm định mô hình cho thấy việc sử dụng phương pháp hồi quy GMM là đáng tin cậy và có thể dùng để phân tích các kết quả do khắc phục được hiện tượng tự tương quan, phương sai thay đổi và hiện tượng nội sinh. Kết quả mô hình nghiên cứu đã trả lời được hai câu hỏi nghiên cứu, cụ thể:
Thứ nhất, kết quả nghiên cứu bài luận văn không có ý nghĩa thống kê với mẫu quan sát là tất cả ngân hàng thương mại tại 6 nước tại Đông Nam Á (Việt Nam, Thái Lan, Indonesia, Malaysia, Philippines, Singapore) hay 5 nước tại Đông Nam Á không bao gồm Việt Nam (Thái Lan, Indonesia, Malaysia, Philippines, Singapore). Kết quả bài nghiên cứu chỉ có ý nghĩa thống kê với quan sát là các ngân hàng thương mại tại Việt Nam;