Tỷ Suất Sinh Lợi Trên Vốn Chủ Sở Hữu (Roe)

Minh Tiến, 2014 thì quy mô tác động cùng chiều đến thanh khoản. Theo Vodová, P., 2013 thì cho rằng quá lớn để sụp đổ “too big to fail”, các ngân hàng lớn dựa vào lợi thế thương hiệu, huy động vốn thấp hơn và đầu tư vào tài sản rủi ro nhiều hơn nên thanh khoản thấp. Tác giả kỳ vọng quy mô ngân hàng tác động cùng chiều đến thanh khoản ngân hàng.

Giả thuyết H3: quy mô ngân hàng (TOA) tác động cùng chiều đến thanh khoản ngân hàng.

4.2.2.4 Tỷ suất sinh lợi trên vốn chủ sở hữu (ROE)

Tỷ suất sinh lợi trên vốn chủ sở hữu (ROE) được đo bằng lợi nhuận sau thuế chia vốn chủ sở hữu (Aspachs, O., et al, 2005, Vodová, P., 2011a; Vodová, P., 2011b; Vodová, P., 2012; Vodová, P., 2013; Malik, M. F. et al, 2013; Nguyễn Thị Mỹ Linh, 2016; Diana Teixeira, 2013; Moussa, M. A. B., 2015; Trần Hoàng Ngân và Phạm Quốc Việt, 2016).

Những nghiên cứu gần đây tìm ra tác động cùng chiều của tỷ lệ lợi nhuận với khả năng thanh hoản của các ngân hàng (Vodová, P., 2013; Diana Teixeira, 2013; Moussa, M. A. B., 2015). Nghiên cứu này sử dụng tỷ số ROE vì một mặt muốn đánh giá khả năng sử dụng vốn chủ sở hữu, mặt khác muốn xem xét tác động của yếu tố này lên khả năng thanh khoản ngân hàng, nghiên cứu này ỳ vọng tỷ lệ lợi nhuận sau thuế trên vốn chủ sở hữu sẽ có tác động cùng chiều với khả năng thanh hoản của ngân hàng.

Giả thuyết H4: lợi nhuận sau thuế trên vốn chủ ở hữu (ROE) tác động c ng chiều đến khả năng thanh khoản của ngân hàng.

4.2.2.5 Công cụ chính sách tiền tệ (MIR)

Công cụ chính sách tiền tệ (MIR) là biến vĩ mô được đo bằng lãi suất tái cấp vốn bình quân lấy từ báo cáo thường biên của Ngân hàng Nhà nước (Aspachs, O., et al, 2005; Lucchetta, M., 2007; Vodová, P., 2013; Vodová, P., 2012; Vodová, P., 2011a; Malik, M. F. et al, 2013).

Nghiên cứu của Lucchetta, M., 2007; Malik, M. F. et al, 2013 cho rằng công cụ chính sách tiền tệ tác động cùng chiều đến thanh khoản ngân hàng. Tác giả kỳ vọng công cụ chính sách tiền tệ tác động cùng chiều đến thanh khoản ngân hàng.

Giả thuyết H5: công cụ chính sách tiền tệ (MIR) có tác động cùng chiều đến thanh khoản ngân hàng.

4.2.2.6 Tốc độ t ng trưởng kinh tế (GDP)

Tăng tưởng kinh tế (GDP) là biến vĩ mô được đo bằng tăng trưởng GDP, lấy từ Tổng cục thống kê (Aspachs, O., et al, 2005, Vodová, P., 2011a; Vodová, P., 2011b; Vodová, P., 2012; Vodová, P., 2013; Deléchat, C. et al, 2012; Diana Teixeira, 2013, Cucineli, D., 2013; Trương Quang Thông và Phạm Minh Tiến, 2014; Moussa, M. A. B., 2015).

Trong giai đoạn kinh tế phát triển các doanh nghiệp mở rộng quy mô, gia tăng sản xuất nên giai đoạn này ngân hàng thường có mức độ đầu tư cao và lợi nhuận cao. Tác giả kỳ vọng tăng trưởng GDP tác động ngược chiều đến thanh khoản.

Giả thuyết H6: tốc độ tăng trưởng (GDP) có tác động ngược chiều đến thanh khoản ngân hàng.

4.2.2.7 Tỷ lệ lạm phát (INF)

Lạm phát (INF) là biến vĩ mô được đo bằng chỉ số giá tiêu dùng CPI lấy từ Tổng cục thống kê (Vodová, P., 2013, Vodová, P., 2011a; Malik, M. F. et al, 2013; Cucineli, D., 2013; Moussa, M. A. ., 2015; Vodová, P., 2012; Trương Quang Thông và Phạm Minh Tiến, 2014.

Khi nền kinh tế bất ổn lạm phát cao, giá cả hàng hóa tăng, doanh nghiệp khó

hăn, thu hẹp sản xuất cầm chừng, các ngân hàng siết chặt tín dụng. Kết quả là, các ngân hàng cho vay ít hơn, các ngân hàng giảm dần các đầu tư dài hạn và đầu tư nhiều hơn vào tài sản thanh khoản. Vì vậy, tỷ lệ lạm phát có mối quan hệ tích cực với thanh khoản. Các nghiên cứu gần đây cho rằng lại phát tác động ngược chiều đến thanh khoản như Vodová, P., 2011a; Mali , M. F. et al, 2013; Trương Quang Thông và Phạm Minh Tiến, 2014. Tác giả kỳ vọng lạm phát tác động cùng chiều đến thanh khoản.

Giả thuyết H7: lạm phát (INF) có tác động cùng chiều đến thanh khoản ngân hàng.

4.3 Phương pháp nghiên cứu

4.3.1 Phân tích thống kê mô tả

Phương pháp thống kê mô tả, mô tả đặc tính cơ bản của bộ dữ liệu thu thập nhằm có cái nhìn tổng quát về mẫu nghiên cứu. Thống kê các biến giải thích và biến phụ thuộc của các NHTMCPVN trong giai đoạn năm 2008 đến 2016 qua đó thấy được giá trị trung bình, độ lệch chuẩn, giá trị lớn nhất và giá trị nhỏ nhất của từng biến trong mô hình cũng như ích thước mẫu.

4.3.2 Phân tích ma trận tương quan

Phân tích ma trận tương quan dùng để xem xét mối quan hệ giữa các biến giải thích với các biến phụ thuộc, cũng như mối tương quan giữa các biến giải thích với nhau. Kết quả ma trận tương quan bước đầu đánh giá được sơ bộ mối quan hệ giữa biến giải thích và biến phụ thuộc. Trong trường hợp các biến giải thích có tương quan với nhau rất cao, cụ thể trường hợp hệ số ma trận tương quan giữa các biến giải thích lớn hơn 0,8. Khi đó, mô hình có hả năng đa cộng tuyến cao.

4.3.3 Phân tích hồi quy

Phân tích hồi quy dùng để đánh giá mức độ tác động và chiều tác động của các biến giải thích đến các biến phụ thuộc, phương pháp này giúp giải quyết mục tiêu nghiên cứu thứ nhất đã đặt ra ở chương 1.

Bài nghiên cứu sử dụng mô hình hồi quy bình phương bé nhất dạng gộp Pooled OLS để hồi quy dữ liệu bảng (Panel data). Phương pháp Pooled OLS có các hạn chế về đặc tính không gian và thời gian của dữ liệu, để khắc phục những hạn chế này, mô hình FEM (tác động cố định) và mô hình REM (tác động ngẫu nhiên) được sử dụng. Để lựa chọn được mô hình tối ưu, ta tiến hành kiểm định F-test để lựa chọn giữa hai mô hình Pooled OLS và FEM, nếu giá trị xác suất Prob (Chi-square) nhỏ hơn mức ý nghĩa 5% thì mô hình FEM tối ưu hơn, tiếp theo đó tiến hành kiểm định Hausman để

lựa chọn giữa mô hình FEM và REM, nếu giá trị xác suất Prob (Random) nhỏ hơn mức ý nghĩa 5% thì mô hình FEM tối ưu hơn (Chris broo s, 2008).

Sau khi lựa chọn được mô hình tối ưu sẽ tiến hành kiểm định lại các giả định của mô hình hồi quy OLS như hiện tượng đa cộng tuyến, tự tương quan, phương sai thay đổi. Khi các giả định hồi quy bị vi phạm ta chuyển sang hồi quy theo phương pháp bình phương bé nhất tổng quát (GLS) để khắc phục các vi phạm của giả định hồi quy.

4.3.4 Kiểm định vi phạm các giả định hồi quy

4.3.4.1 Kiểm định đa cộng tuyến (Multicollinearity)

Đa cộng tuyến là hiện tượng mà các biến giải thích có tương quan quá chặt chẽ với nhau. Giả định của mô hình hồi quy OLS là không có hiện tượng đa cộng tuyến, hay tương quan giữa các biến giải thích không quá cao, khi mô hình có hiện tượng đa cộng tuyến dẫn đến ước lượng mô hình không chính xác. Hệ số tương quan giữa các biến giải thích lớn hơn 0,8 thì mô hình có hả năng đa cộng tuyến cao, mặt khác có thể kiểm định đa cộng tuyến bằng hệ số phóng đại phương sai VIF (Variance Inflation Factor) bằng công thức:

VIFi = 1-Ri2

Trong đó, Ri2 là hệ số xác định của mô hình hồi quy phụ thứ i (hồi quy từng biến giải thích i với các biến giải thích còn lại). Nếu hệ số phóng đại phương sai VIF lớn hơn 10 thì có hiện tượng đa cộng tuyến (Hoàng Trọng và Chu Nguyễn Mộng Ngọc, 2008).

4.3.4.2 Kiểm định phương sai tha đổi (Heteroscedasticity)

Giả định của mô hình hồi quy OLS yêu cầu phương sai là hông đổi. Nếu mô hình mắc phải khuyết tật này có thể làm cho các kết quả kiểm định hệ số hồi quy

hông còn đáng tin cậy (nó làm cho các biến độc lập có ý nghĩa hơn trong mô hình), các ước lượng thu được trong mô hình là các ước lượng không hiệu quả. Để phát hiện hiện tượng phương sai thay đổi đề tài sử dụng kiểm định Breusch and Pagan Lagrangian, với giả thuyết H0: chưa phát hiện hiện tượng phương sai thay đổi, nếu Prob <0,05 chứng tỏ có hiện tượng phương sai thay đổi.

4.3.4.3 Kiểm định tự tương quan (Autocorrelation)

Hiện tượng tự tương quan xảy ra hi tương quan giữa các phần dư. Khi có tồn tại hiện tượng tự tương quan, tuy các ước lượng OLS vẫn là các ước lượng không chệch nhưng hông phải là ước lượng hiệu quả. Hay nói cách hác, ước lượng OLS không phải là ước lượng không chệch tốt nhất. Để phát hiện tự tương quan xảy ra trong mô hình, tác giả sử dụng kiểm định Wooldridge, nếu Prob <0.05 thì có hiện tượng tự tương quan.

Nếu xảy ra hiện tượng phương sai thay đổi hoặc hiện tượng tự tương quan, để khắc phục đề tài sử dụng phương pháp bình phương nhỏ nhất tổng quát - GLS (Generalized Least Squares)

4.4 Thu thập và xử lý số liệu

4.4.1 Mẫu nghiên cứu

Tác giả sử dụng dữ liệu bảng thông qua mẫu quan sát gồm 26 NHTMCPVN trong khoảng thời gian từ 2008 – 2016. Danh sách 26 ngân hàng thương mại cổ phần được liệt kê chi tiết ở bổ sung bảng

4.4.2 Nguồn dữ liệu nghiên cứu

Để đảm bảo dữ liệu được thu thập là có độ tin cậy cao, dữ liệu trong nghiên cứu này được thu thập từ nguồn BCTC.

4.5 Kết quả nghiên cứu

4.5.1 Thống kê mô tả

Thống kê mô tả nhằm thực hiện mô tả tổng quát bộ dữ liệu. Thống kê mô tả phân tích các chỉ tiêu như giá trị trung bình, giá trị lớn nhất, giá trị nhỏ nhất, độ lệch tiêu chuẩn… Kết quả thống kê mô tả được trình bày theo bảng 4.2.

Bảng 4.2 Kết quả thống kê mô tả

iến

Số quan sát	Trung bình	Độ lệch chuẩn	Giá trị nhỏ nhất	Giá trị lớn nhất
Phụ thuộc	L1	234	0.2191	0.1064	0.0523	0.6110
	L2	234	0.2804	0.1493	0.0574	1.0160
	L3	234	0.5091	0.1346	0.1138	0.8448
	L4	234	0.6403	0.1848	0.1852	1.3184
Độc lập	CAP	234	0.1104	0.0625	0.0426	0.4624
	NPL	234	0.0219	0.0128	0.0002	0.0880
	ROE	234	0.0838	0.0847	-0.8212	0.2846
	TOA	234	11.1124	1.3369	7.7910	19.2766
	GDP	234	0.0592	0.0048	0.0525	0.0668
	CPI	234	8.4844	6.3952	0.6300	19.9000
	MIR	234	0.0856	0.0279	0.0550	0.1300

Có thể bạn quan tâm!

Xem toàn bộ 95 trang tài liệu này.

Qua bảng 4.2 kết quả thống kê mô tả, tỷ lệ vốn chủ sở hữu trên tổng tài sản (CAP) cho thấy tỷ lệ vốn tự có, đánh giá được sức mạnh tài chính của các ngân hàng. Tỷ lệ vốn chủ sở hữu trên tổng tài sản (CAP) trung bình của các ngân hàng là 11,01%, giá trị lớn nhất là 46.24% nguyên nhân tỷ lệ lớn như vậy là do ngân hàng ưu Điện Liên Việt (LienVietPostBank) mới thành lập và đi vào hoạt động cuối tháng 03/2008, nên tình hình huy động và cho vay đang trong quá trình phát triển dẫn đến tổng tài sản còn thấp chưa tương xứng với quy mô vốn chủ sở hữu. Trong khi giá trị nhỏ nhất là 4.26% thuộc về ngân hàng thương mại cổ phần Á Châu năm 2011 tổng tài sản tăng trưởng đến 37% so với năm 2010. Độ lệch tiêu chuẩn là 6.25%.

Nợ xấu (NPL) là tỷ lệ nợ xấu trong tổng dư nợ, tỷ lệ nợ xấu cao nhất là 8,8% là của ngân hàng thương mại cổ phần Sài Gòn – Hà Nội năm 2012, nguyên nhân tỷ lệ nợ xấu cao như thế là do năm 2012 hoàn thành sáp nhập giữa ngân hàng thương mại cổ phần Sài Gòn – Hà Nội (SHB) và ngân hàng Habubank. Nợ xấu thấp nhất là 0% do năm 2008 ngân hàng ưu Điện Liên Việt (LienVietPostBank) mới thành lập và đi vào hoạt động nên tăng trưởng tín dụng chưa cao và chưa phát sinh nợ xấu. Nợ xấu trung bình của các ngân hàng trong giai đoạn nghiên cứu là 2.19% và độ lệch chuẩn là 1.28%.

Tỷ suất sinh lợi trên vốn chủ sở hữu (ROE) là chỉ tiêu đánh giá lợi nhuận sau thuế trên tổng vốn chủ sở hữu, cho thấy 1 đồng vốn chủ sở hữu bỏ ra đem về bao nhiêu đồng lợi nhuận sau thuế. Kết quả phân tích cho thấy, ROE trung bình của các ngân

hàng ở mức tương đối khá với 8.38%. Tuy nhiên, độ trãi giữa của dữ liệu là khá rộng, các giá trị thấp nhất là -82.12%, còn mức cao nhất là 28.46%, kết quả này chứng tỏ có sự chênh lệch khá lớn trong hiệu quả kinh doanh của các ngân hàng tại những thời điểm khác nhau, với độ lệch chuẩn là 28.46%

Quy mô ngân hàng (TOA) đo bằng logarit tổng tài sản, giá trị thấp nhất là 7.791, cao nhất là 19.2766, giá trị trung bình là 11.1124, quy mô tăng đều qua các năm.

Tăng trưởng GDP Việt Nam ổn định qua các năm ở mức 5.25% đến 6.68% trong giai đoạn năm 2008 đến năm 2016, giá trị trung bình là 5.92% và độ lệch chuẩn rất thấp là 0,5%, cho thấy sự ổn định kinh tế trong giai đoạn này.

Lạm Phát (INF) hay chỉ số giá tiêu dùng CPI là sự thay đổi mức giá chung của nền kinh tế, lạm phát cao nhất là rất cao 19.9% vào năm 2008. Nguyên nhân bùng nổ của lạm phát trong năm 2008 do tăng trưởng tín dụng và cung tiền quá mạnh ở những năm trước đó. Ngoài ra, giá lương thực, nguyên nhiên liệu trên thế giới cũng góp phần làm lạm phát bùng nổ. Lạm phát thấp nhất là năm 2015 với tỷ lệ lạm phát 0,63% là rất thấp, thấp nhất 14 năm trở lại đây, nguyên nhân do giá dầu thế giới giảm mạnh kỷ lục dẫn đến giá xăng dầu trong nước được điều chỉnh giảm, kéo theo chỉ số giá nhóm hàng tiêu dùng giảm. Lạm phát trung bình trong giai đoạn nghiên cứu là 8.48% với độ lệch tiêu chuẩn là 6,4%.

Công cụ chính sách tiền tệ (MIR) đại diện là lãi suất tái cấp vốn bình quân, Ngân hàng Nhà nước dùng lãi suất tái cấp vốn để điều tiết nền kinh tế khi có biến động xảy ra. Lãi suất tái cấp vốn bình quân cao nhất là 13% và thấp nhất là 5.5% với giá trị trung bình là 8.56%, độ lệch chuẩn là 2.79%.

4.5.2 Phân tích ma trận tương quan

Phân tích ma trận tương quan để biết được mối quan hệ giữa các biến giải thích với nhau, để phát hiện ra hiện tượng nội sinh, đa cộng tuyến trong mô hình, nếu ma trận tương quan giữa các biến giải thích lớn hơn 0,8 thì mô hình có hả năng đa cộng tuyến cao. Ngoài ra phân tích ma trận tương quan còn cho chúng ta biết được sơ bộ mối quan hệ giữa các biến giải thích và biến phụ thuộc từ đó có thể đánh giá cơ bản về chiều tác động của biến giải thích đến biến phụ thuộc.

Bảng 4.3 Kết quả ma trận tương quan

iến

CAP	NPL	ROE	TOA	GDP	INF	MIR
Độc lập	CAP	1
	NPL	0.0766	1
	ROE	-0.2148	-0.3119	1
	TOA	-0.6783	-0.0519	0.2177	1
	GDP	-0.1806	-0.2372	0.027	0.1874	1
	INF	0.2891	-0.0135	0.2967	-0.2938	-0.0844	1
	MIR	0.2646	0.1616	0.2662	-0.2607	-0.3008	0.8603	1

Nguồn: Tác giả xử lý bằng Stata 13

Nhìn vào bảng 4.3 kết quả ma trận tương quan cho thấy, hệ số tương quan giữa các biến độc lập ở mức thấp nhất là 0,0059 và cao nhất là 0,8603. Hệ số tương quan của công cụ chính sách tiền tệ (MIR) và lạm phát (INF) là 0,8287 lớn hơn 0,8 nên mô hình có khả năng đa cộng tuyến cao trong mô hình hồi quy. Vì công cụ chính sách tiền tệ được nhiều tác giả sử dụng để đánh giá tác động lên thanh khoản ngân hàng (Aspachs, O., et al, 2005; Lucchetta, M., 2007; Vodová, P., 2013; Vodová, P., 2012; Vodová, P., 2011a; Malik, M. F. et al, 2013). Mặt khác công cụ chính sách tiền tệ tác động trực tiếp, mạnh mẽ lên quyết định thanh khoản của ngân hàng khi có sự thay đổi lãi suất tái cấp vốn lập tức các ngân hàng thương mại sẽ có chính sách để ứng phó với sự thay đổi đó. Còn lạm phát thì chỉ tác động gián tiếp đến thanh khoản ngân hang thông qua với độ trễ nhất định. Từ những lập luận trên, tác giả bỏ biến lạm phát (INF) để khác phục hiện tượng đa cộng tuyến trong mô hình hồi quy.

4.5.3 Phân tích hồi quy

Bài nghiên cứu sử dụng 4 biến phụ thuộc là tài sản thanh khoản chia tổng tài sản (L1), tài sản thanh khoản chia tiền gửi khách hàng và vay ngắn hạn (L2) để đại diện cho thanh khoản ngân hàng. Dư nợ chia tổng tài sản (L3) và dư nợ chia tiền gửi khách hàng và vay ngắn hạn (L4) để đại diện cho kém thanh khoản ngân hàng. Biến độc lập trong mô hình là tỷ lệ vốn chủ sở hữu trên tổng tài sản (CAP), tỷ lệ nợ xấu trên tổng dư nợ (NPL), quy mô ngân hàng (TOA), tỷ suất sinh lợi trên vốn chủ sở hữu (ROE), công cụ chính sách tiền tệ (MIR), tăng tưởng GDP. Mô hình đã loại biến lạm phát (INF) do có tương quan cao với biến công cụ chính sách tiền tệ (MIR). Sử dụng phương pháp bình phương bé nhất dạng gộp Pooled OLS, phương pháp tác động cố