hình 3: = 1.868 < 3, GFI = 0.944 > 0.9, TLI = 0.978 > 0.9, CFI = 0.989 > 0.9,
RMSEA = 0.078 < 0.8.
Bảng 4.3: Kết quả các chỉ số đánh giá mô hình
Mô hình 1 | Mô hình 2 | Mô hình 3 | |
Tỷ số Chi square trên bậc tự do ( ) | 2.190 | 1.269 | 1.868 |
Goodness of Fix Index (GFI) | 0.953 | 0.942 | 0.944 |
Tucker-Lewis Index (TLI) | 0.978 | 0.991 | 0.978 |
Comparative Fit Index (CFI) | 0.988 | 0.995 | 0.989 |
Root Mean-Square Error of | 0.071 | 0.054 | 0.078 |
Approximation (RMSEA). |
Có thể bạn quan tâm!
-
Tình Hình Nghiên Cứu Các Yếu Tố Ảnh Hưởng Đến Khả Năng Sinh Lợi Của Ngân Hàng Việt Nam -
Các Biến Số Trong Mô Hình Nghiên Cứu Và Giả Thiết Nghiên Cứu -
Tóm Tắt Các Biến Sử Dụng Để Phân Tích Các Yếu Tố Ảnh Hưởng Đến Khả Năng Sinh Lợi Của Ngân Hàng Việt Nam Trong Giai Đoạn 2004 – 2011 -
Đề Xuất Hướng Nghiên Cứu Tiếp Theo -
Một số yếu tố ảnh hưởng đến khả năng sinh lợi của ngân hàng thương mại Việt Nam - 9 -
Một số yếu tố ảnh hưởng đến khả năng sinh lợi của ngân hàng thương mại Việt Nam - 10
Xem toàn bộ 101 trang tài liệu này.
Nguồn: Tính toán của tác giả
Dựa trên kết quả bảng 4.4, hiệu quả quản trị và cấu trúc vốn có tác động dương đến khả năng sinh lợi. Ngược lại, quyền lực thị trường và mức độ chấp nhận rủi ro của ngân hàng có tác động âm đến khả năng sinh lợi. Thêm vào đó, các biến ngoại sinh mức độ tập trung và quy mô ngân hàng chỉ tác động trực tiếp đến khả năng sinh lợi của ngân hàng trong mô hình 2 với dấu tác động âm. Điều này cho thấy rằng, ngân hàng ở Việt Nam trong giai đoạn nghiên cứu tạo ra lợi nhuận chủ yếu dựa vào hiệu quả quản trị hơn là tận dụng lợi thế về mặt quy mô. Các ngân hàng nhỏ (chủ yếu là ngân hàng (TMCP) hoạt động linh hoạt và có hiệu quả hơn các ngân hàng lớn (chủ yếu là ngân hàng TMNN) do đó đã tối ưu hóa được lợi nhuận trên tài sản (ROA). Kết quả nghiên cứu này không ủng hộ lý thuyết RMP với lý do quyền lực thị trường có tác động âm đến khả năng sinh lợi của ngân hàng. Mô hình 1 giải thích được 56.5% khả năng sinh lợi của ngân hàng trong khi mô hình 2 giải thích được 76.5% và mô hình 3 giải thích được 49.6%.
Bảng 4.4: Kết quả ước lượng mô hình
Mô hình 1 | Mô hình 2 | Mô hình 3 | ||
MAN.EFF <-- | GROW | 0.207** | ||
MAN.EFF <-- | CONC | 0.225* | (0.327)*** | |
MKT.PWT <-- | CONC | 0.458*** | 0.218*** | 0.449*** |
CRL <-- | CONC | 0.269*** | 0.38*** | |
STRCAP <-- | CONC | (0.369)*** | (0.307)*** | |
MKT.PWT <-- | SIZE | 0.814*** | 0.752*** | 0.738*** |
CRL <-- | SIZE | 0.424*** | 0.314*** | 0.542*** |
STRCAP <-- | SIZE | (0.795)*** | (0.724)*** | (0.852)*** |
MKT.PWT <-- | MAN.EFF | 0.19*** | 0.245*** | 0.294*** |
CRL <-- | MAN.EFF | 0.226*** | 0.277** | 0.308*** |
STRCAP <-- | MAN.EFF | 0.222*** | 0.176* | 0.376*** |
MKT.PWT <-- | CRL | 0.166*** | 0.169** | |
PROF <-- | CRL | (0.241)*** | (0.418)*** | |
PROF <-- | STRCAP | 0.369*** | 0.169* | 0.422*** |
PROF <-- | MAN.EFF | 0.481*** | 0.537*** | 0.418*** |
PROF <-- | MKT.PWT | (0.165)** | (0.171)** | |
PROF <-- | CONC | (0.399)*** | ||
PROF <-- | SIZE | (0.399)*** | ||
SMC(PROF) | 0.565 | 0.765 | 0.496 |
***: P < 0.0001, **: P < 0.01, *: P < 0.1
Nguồn: Tính toán của tác giả
Mức độ chấp nhận rủi ro của ngân hàng (CRL) có tác động âm đến khả năng sinh lợi của ngân hàng trong mô hình 1 và mô hình 2 với mức ý nghĩa < 0.05 tuy nhiên lại không có ý nghĩa trong mô hình 3. Giả thuyết H1 được chấp nhận trong thực tế. Kết
quả nghiên cứu này cũng tương đồng với kết quả nghiên cứu của Athanasoglou và ctg (2008) và nghiên cứu của Dietrich và Wanzenried (2011). Trong thực tế, nợ xấu của hệ thống ngân hàng Việt Nam luôn chiếm tỷ lệ lớn do ảnh hưởng của tăng trưởng tín dụng. Tuy nhiên, phương pháp phân loại nợ theo chuẩn Việt Nam (VAS) và chuẩn quốc tế (IAS) có sự khác biệt tương đối lớn cùng với tính minh bạch cuả hệ thống ngân hàng chưa cao, đồng thời ngân hàng sử dụng nghiệp vụ đảo nợ để tránh trích lập dự phòng dẫn đến tỷ lệ nợ xấu luôn ở mức thấp trong các báo cáo tài chính. Mức chênh lệch càng lớn hơn trong giai đoạn khủng hoảng. Thực tế cho thấy công bố về tỷ lệ nợ
xấu của hệ thống ngân hàng có sự khác nhau giữa các tổ chức trong và ngoài nước 1 .
Ngoài ra, mức độ chấp nhận rủi ro có tác động dương và có ý nghĩa đến quyền lực thị trường trong mô hình 1 và mô hình 2. Mức độ chấp nhận rủi ro tăng 1% quyền lực thị trường tăng lần lượt là 0.166% và 0.169%. Điều này có thể giải thích là do trong giai đoạn nghiên cứu, tài sản của ngân hàng và kết quả là thị phần gia tăng chủ yếu dựa trên tăng trưởng tín dụng do đó mức độ rủi ro tăng lên tương ứng.
Cấu trúc vốn của ngân hàng có tác động dương và có ý nghĩa đối với khả năng sinh lợi của ngân hàng ở cả ba mô hình. Giả thuyết H2 không được chấp nhận trong thực tế. Dấu của các hệ số tải đã bác bỏ lý thuyết đánh đổi giữa chi phí và lợi nhuận và ủng hộ lý thuyết tín hiệu và lý thuyết chi phí phá sản. Đây cũng là kết quả nghiên cứu của Bourke (1989), Molyneux và Thornton (1992), Berger (1995), Athanasoglou và ctg (2005), Ben Naceur và Goaied (2008). Hơn nữa, giá trị của hệ số tải trong mô hình 3 (0.422) lớn hơn hệ số tải trong mô hình 2 (0.196). Điều này có thể giải thích theo Berger (1995), khi chi phí phá sản gia tăng một cách bất thường (ví dụ như trong giai đoạn khủng hoảng), ngân hàng sẽ nhanh chóng điều chỉnh tỷ số vốn chủ sở hữu trên tài sản về mức cân bằng nhằm giảm thiểu chi phí huy động vốn và kết quả là khả năng sinh lợi sẽ tốt hơn. Đồng thời, trong giai đoạn khủng hoảng, ngân hàng có tỷ lệ tài sản rủi ro cao ít hơn sẽ trích lập dự phòng ít hơn so với ngân hàng có tỷ lệ tài sản rủi ro cao nhiều hơn.
1 http://tapchitaichinh.vn/Trao-doi-Binh-luan/Thuc-trang-no-xau-tai-cac-ngan-hang-Viet-Nam-va-giai- phap-thao-go/16290.tctc
Quyền lực thị trường có tác động âm và có ý nghĩa đối với khả năng sinh lợi của ngân hàng ở mô hình 1 và mô hình 3. Kết quả nghiên cứu không ủng hộ lý thuyết RMP và giả thuyết H3 bị bác bỏ trong thực tế.
Hiệu quả quản trị có tác động dương và có ý nghĩa ở cả ba mô hình. Giả thuyết H4 được chấp nhận trong thực tế. Kết quả nghiên cứu cho thấy vai trò rất quan trọng của hiệu quả hoạt động của ngân hàng. Ngân hàng hoạt động càng hiệu quả thì khả năng sinh lợi càng cao. Giả thuyết ESX phù hợp với hệ thống ngân hàng Việt Nam trong giai đoạn nghiên cứu. Kết quả nghiên cứu tương tự với nghiên cứu của Athanasoglou và ctg (2006), Fiordelisi (2009), Dietrich và Wanzenried (2011). Ngoài ra, hiệu quả quản trị cũng có tác động dương và có ý nghĩa đối với những biến nội sinh khác trong mô hình là cấu trúc vốn, quyền lực thị trường và mức độ chấp nhận rủi ro của ngân hàng. Hướng tác động dương từ hiệu quả quản trị đến quyền lực thị trường cho thấy rằng những ngân hàng hoạt động hiệu quả thường có khuynh hướng gia tăng thị phần. Kết quả nghiên cứu cũng cho thấy có sự đánh đổi giữa các biến tác động đến khả năng sinh lợi của ngân hàng. Hiệu quả quản trị có tác động trực tiếp dương đến khả năng sinh lợi của ngân hàng, đồng thời hiệu quả quản trị cũng gia tăng quyền lực thị trường (làm giảm khả năng sinh lợi), gia tăng cấu trúc vốn (làm tăng khả năng sinh lợi) và tăng mức độ chấp nhận rủi ro (làm giảm khả năng sinh lợi). Cụ thể hơn, trong mô hình 1, hiệu quả quản trị tăng 1% sẽ dẫn đến khả năng sinh lợi tăng trực tiếp 0.481% nhưng làm giảm khả năng sinh lợi gián tiếp là – 0.01 % thông qua các biến khác trong mô hình và do đó tổng tác động của hiệu qủa quản trị đến khả năng sinh lợi của ngân hàng là 0.471% (Phụ lục 2).
Quy mô ngân hàng chỉ có tác động trực tiếp đến khả năng sinh lợi của ngân hàng trong mô hình 2. Trong hai mô hình còn lại quy mô ngân hàng tác động đến khả năng sinh lợi của ngân hàng gián tiếp thông qua các biến nội sinh quyền lực thị trường, cơ cấu vốn và mức độ chấp nhận rủi ro của ngân hàng. Kết quả tổng tác động ở cả ba mô hình đều mang dấu âm (Mô hình 1: -0.541, mô hình 2: -0.653 và mô hình 3: -0.486). Giả thuyết H5 bị bác bỏ trong thực tế. Lý do chính của mối tương quan âm giữa quy mô và khả năng sinh lợi có thể được giải thích như sau: Các ngân hàng có quy mô lớn ở Việt Nam chủ yếu là ngân hàng thương mại nhà nước với đối tượng khách hàng là các doanh nghiệp nhà nước do đó tỷ lệ nợ xấu cao hơn so với những ngân hàng có quy mô nhỏ mà chủ yếu là các ngân hàng thương mại cổ phần do đó tỷ suất sinh lợi không cao.
Tương tự biến quy mô ngân hàng, mức độ tập trung của thị trường chỉ ảnh hưởng trực tiếp đến khả năng sinh lợi trong mô hình 2, các mô hình còn lại tác động trực tiếp không có ý nghĩa về mặt thống kê. Về mặt tổng tác động, dấu của hệ số đều mang dấu âm (mô hình 1: -0.284, mô hình 2: -0.253, mô hình 3: -0.249). Điều này cho thấy không có hành vi thông đồng dựa trên sự gia tăng mức độ tập trung để gia tăng khả năng sinh lợi. Kết quả nghiên cứu không ủng hộ lý thuyết SCP và giả thuyết H6 bị bác bỏ. Đây cũng là kết quả nghiên cứu của Berger và Hannan (1997), Demirgüç-Kunt và Huizinga (1999) và Thao Ngoc Nguyen và Chris Stewart (2013). Theo Thao Ngoc Nguyen và Chris Stewart (2013), các ngân hàng Việt Nam tập trung vào việc gia tăng vốn chủ sở hữu, cho vay, tài sản, huy động, mạng lưới hoạt động và giảm tỷ lệ nợ xấu do đó doanh thu và lợi nhuận không phải là nhiệm vụ quan trọng nhất trong giai đoạn này. Đáng chú ý là mức độ tập trung có tác động dương đến hiệu quả quản trị trước khủng hoảng nhưng lại có tác động âm sau giai đoạn khủng hoảng. Điều này cho thấy rằng trong giai đoạn khủng hoảng những ngân hàng có quy mô lớn rất khó khăn trong việc đảm bảo hiệu quả quản trị do tính phức tạp trong tổ chức của ngân hàng.
Tốc độ tăng trưởng kinh tế có tác động dương và có ý nghĩa đến khả năng sinh lợi của ngân hàng ở mô hình 1. Giả thuyết H7 được chấp nhận trong thực tế. Đây cũng là kết quả nghiên cứu của Demirguc – Kunt và Huizinga (2000), Bikker và Hu (2002) và Dietrich và Wanzenried (2011). Tuy nhiên, ảnh hưởng của tốc độ tăng trưởng kinh tế lên khả năng sinh lợi lại thông qua hiệu quả quản trị của ngân hàng.
Tóm lại, thông qua phân tích kết quả của các mô hình đã cho thấy ảnh hưởng của một số yếu tố đến khả năng sinh lợi của ngân hàng. Các ngân hàng Việt Nam trong giai đoạn nghiên cứu chủ yếu tạo ra lợi nhuận dựa vào hiệu quả quản trị hơn là tận dụng lợi thế về quy mô. Điều này thể hiện ở hướng tác động của hiệu quả quản trị đến khả năng sinh lợi của ngân hàng mang dấu dương, ngược lại hướng tác động của quyền lực thị trường và mức độ tập trung lại mang dấu âm. Ngoài ra, các biến cơ cấu vốn và tốc độ tăng trưởng kinh tế có tác động dương trong khi các biến quy mô, mức độ chấp nhận rủi ro có tác động dương đến khả năng sinh lợi của ngân hàng. Bên cạnh đó, kết quả nghiên cứu cũng cho thấy có sự đánh đổi giữa các biến tác động đến khả năng sinh lợi của ngân hàng. Hiệu quả quản trị có tác động trực tiếp dương đến khả năng sinh lợi của ngân hàng, đồng thời hiệu quả quản trị cũng gia tăng quyền lực thị trường (làm giảm
khả năng sinh lợi), gia tăng cấu trúc vốn (làm tăng khả năng sinh lợi) và tăng mức độ chấp nhận rủi ro (làm giảm khả năng sinh lợi).
4.3. Kiểm định Bootstrap
Để đánh giá độ tin cậy của các kết quả ước lượng ở trên, kiểm định Bootstrap được chọn với 500 mẫu lặp. Kết quả kiểm định được trình bày trong bảng 4.5. Trị tuyệt đối CR của các ước lượng nhỏ hơn 1.96 (ngoại trừ mối quan hệ CONC STRCAP và CONC MKT.PWT) nên có thể nói độ chệch là nhỏ và không có ý nghĩa thống kê ở độ tin cậy 95%. Như vậy, ta có thể kết luận các ước lượng trong mô hình có thể tin cậy được (ngoại trừ mối quan hệ CONC STRCAP và CONC MKT.PWT).
Bảng 4.5: Kết quả ước lượng bằng Bootstrap với N = 500
Ước lượng ML | Ước lượng Bootstrap | ||||||||
SE | SE-SE | Mean | Bias | SE- Bias | CR | ||||
MAN.EFF | <--- | GROW | 4.2610 | 1.3020 | 0.0410 | 4.2980 | 0.0360 | 0.0580 | 0.6210 |
CRL | <--- | MAN.EFF | 0.0070 | 0.0020 | 0.0000 | 0.0060 | 0.0000 | 0.0000 | 0.0000 |
CRL | <--- | CONC | 0.0560 | 0.0160 | 0.0000 | 0.0560 | 0.0000 | 0.0010 | 0.0000 |
CRL | <--- | SIZE | 0.0020 | 0.0000 | 0.0000 | 0.0020 | 0.0000 | 0.0000 | 0.0000 |
MKT.PWT | <--- | MAN.EFF | 0.0420 | 0.0080 | 0.0000 | 0.0420 | 0.0000 | 0.0000 | 0.0000 |
STRCAP | <--- | MAN.EFF | 0.0900 | 0.0200 | 0.0010 | 0.0910 | 0.0010 | 0.0010 | 1.0000 |
STRCAP | <--- | CONC | (1.0890) | 0.1310 | 0.0040 | (1.1070) | (0.0180) | 0.0060 | (3.0000) |
MKT.PWT | <--- | CONC | 0.7370 | 0.0930 | 0.0030 | 0.7240 | (0.0120) | 0.0040 | (3.0000) |
MKT.PWT | <--- | SIZE | 0.0270 | 0.0020 | 0.0000 | 0.0270 | 0.0000 | 0.0000 | 0.0000 |
STRCAP | <--- | SIZE | (0.0490) | 0.0050 | 0.0000 | (0.0490) | 0.0000 | 0.0000 | 0.0000 |
MKT.PWT | <--- | CRL | 1.2690 | 0.4340 | 0.0140 | 1.2830 | 0.0150 | 0.0190 | 0.7890 |
PROF | <--- | CRL | (0.3390) | 0.0750 | 0.0020 | (0.3370) | 0.0020 | 0.0030 | 0.6670 |
PROF | <--- | STRCAP | 0.0370 | 0.0090 | 0.0000 | 0.0380 | 0.0010 | 0.0000 | 0.0000 |
PROF | <--- | MAN.EFF | 0.0200 | 0.0020 | 0.0000 | 0.0200 | 0.0000 | 0.0000 | 0.0000 |
PROF | <--- | MKT.PWT | (0.0300) | 0.0100 | 0.0000 | (0.0290) | 0.0010 | 0.0000 | 0.0000 |
Nguồn: Tính toán của tác giả
CHƯƠNG 5: KẾT LUẬN VÀ KIẾN NGHỊ
5.1. Kết luận
Luận văn sử dụng mô hình cấu trúc (SEM) để kiểm tra ảnh hưởng của một số yếu tố bên trong cũng như bên ngoài đến khả năng sinh lợi của 38 ngân hàng thương mại Việt Nam trong giai đoạn 2004 – 2011. Đồng thời, nhằm mục đích đánh giá ảnh hưởng của cuộc khủng hoảng tài chính năm 2008 lên mức độ ảnh hưởng cuả các yếu tố tới khả năng sinh lợi, luận văn xem xét thêm hai giai đoạn trước khủng hoảng (2004 – 2007) và sau khủng hoảng (2008 – 2011). Kết quả nghiên cứu cho thấy rằng hiệu quả quản trị và cấu trúc vốn có tác động dương đến khả năng sinh lợi. Ngược lại, quyền lực thị trường và mức độ chấp nhận rủi ro của ngân hàng có tác động âm đến khả năng sinh lợi. Điều này cho thấy rằng các ngân hàng tạo ra lợi nhuận dựa vào hiệu quả quản trị hơn là tận dụng lợi thế về quy mô. Kết quả nghiên cứu cũng không ủng hộ lý thuyết SCP và RMP trong thực tế.
Xét về mức độ ảnh hưởng, hiệu quả quản trị có tác động mạnh nhất cho thấy tầm quan trọng của hiệu quả hoạt động của ngân hàng. Ngân hàng hoạt động hiệu quả sẽ tạo ra lợi nhuận nhiều hơn so với ngân hàng có hiệu quả hoạt động kém. Do đó, ngân hàng muốn gia tăng lợi nhuận cần phải nâng cao hiệu quả quản trị dựa trên những chuẩn mực được đề xuất bởi ủy ban Basel. Biến số có mức độ ảnh hưởng thứ nhì là cấu trúc vốn của ngân hàng. Ngân hàng có tỷ lệ vốn chủ sở hữu trên tổng tài sản cao dẫn đến lợi nhuận cao. Đây là yếu tố rất quan trọng đối với khả năng sinh lợi của ngân hàng đặc biệt là trong giai đoạn khủng hoảng, sử dụng vốn chủ sở hữu sẽ có chi phí thấp nhất đồng thời tăng tính ổn định và tính cạnh tranh cho ngân hàng. Mức độ chấp nhận rủi ro và quyền lực thị trường có tác động âm đến khả năng sinh lợi của ngân hàng. Mức độ chấp nhận rủi ro càng tăng thì khả năng sinh lợi càng giảm.
Như vậy, quản lý và giảm thiểu rủi ro tín dụng sẽ giúp nâng cao lợi nhuận. Điều này có thể thực hiện thông qua việc ban hành quy trình tín dụng hợp lý, hiệu qủa và đảm bảo được thực hiện thống nhất trong ngân hàng và nghiêm túc bởi các cán bộ tín
dụng. Quyền lực thị trường gia tăng sẽ giảm lợi nhuận. Do đó cần thiết phải gia tăng tính cạnh tranh trong thị trường ngân hàng. Các biến ngoại sinh quy mô ngân hàng, mức độ tập trung và tốc độ phát triển kinh tế chủ yếu tác động gián tiếp đến khả năng sinh lợi thông qua các biến nội sinh.
Khủng hoảng tài chính có ảnh hưởng thật sự đến ngân hàng Việt Nam và khả năng sinh lợi. Ví dụ, biến số cấu trúc vốn gia tăng mức độ ảnh hưởng khi chuyển sang giai đoạn khủng hoảng, mức độ chấp nhận rủi ro tác động âm đến khả năng sinh lợi trước khủng hoảng nhưng tác động lại không có ý nghĩa sau khủng hoảng.
Kết quả nghiên cứu cũng cho thấy có sự đánh đổi giữa các biến tác động đến khả năng sinh lợi của ngân hàng. Ví dụ, hiệu quả quản trị có tác động trực tiếp dương đến khả năng sinh lợi của ngân hàng, đồng thời hiệu quả quản trị cũng gia tăng quyền lực thị trường (làm giảm khả năng sinh lợi), gia tăng cấu trúc vốn (làm tăng khả năng sinh lợi) và tăng mức độ chấp nhận rủi ro (làm giảm khả năng sinh lợi).
5.2. Kiến nghị
Dựa vào những kết luận ở trên, luận văn đưa ra những kiến nghị như sau:
Ngân hàng nên chú ý nâng cao hiệu quả quản trị vì đây là yếu tố quan trọng nhất ảnh hưởng đến sự ổn định và phát triển của ngân hàng. Đồng thời, ngân hàng cũng nên cân nhắc sự đánh đổi giữa các yếu tố ảnh hưởng đến khả năng sinh lợi.
Tăng quy mô vốn chủ sở hữu không những làm gia tăng lợi nhuận mà còn giúp ngân hàng tăng tính cạnh tranh, hoạt động ổn định và hấp thu tốt những cú sốc tài chính không mong đợi.
Kiểm soát hiệu quả mức độ chấp nhận rủi ro. Để đạt được điều nay, ngoài quy chế về cho vay của ngân hàng nhà nước, ngân hàng phải tự xây dựng hệ thống đánh giá mức độ tín nhiệm khách hàng nhằm mục đích đánh giá chính xác rủi ro của khoản vay để đưa ra lãi suất cho vay hợp lý. Đồng thời cần xây dựng một quy trình cho vay, quy trình quản trị rủi ro tín dụng, quy trình xử lý rủi ro tín dụng dựa trên đặc điểm của mỗi ngân hàng và đặc biệt quan trọng là phải tách bạch chức năng bán hàng, chức năng tác