Biểu đồ 2.14: Tỷ lệ chi phí hoạt động trên Tài sản bình quân của hệ thống NHTM Việt Nam từ 2003- 2012
2.00%
1.50%
1.00%
0.50%
0.00%
Nguồn: Tác giả tính toán từ BCTC của các NHTM Việt Nam[22]
Tỷ lệ chi phí hoạt động trên tổng tài sản bình quân của hệ thống NHTM Việt Nam qua các năm như sau: Năm 2003 bình quân là 1.27%; Năm 2004 bình quân là 1,32%; Năm 2005 bình quân là 1,25%; Năm 2006 bình quân là 1,22%; Năm 2007 bình
quân là 1,12%; Năm 2008 bình quân là 1,55%; Năm 2009 bình quân là 1,19%; Năm
2010 bình quân là 1,11%; Năm 2011 bình quân là 1,39%; Năm 2012 bình quân là 1.88%. Qua số liệu cho thấy tỷ lệ chi phí trên tổng tài sản có xu hướng giảm cho đến 2007 sau đó tăng mạnh năm 2008 và tiếp tục tăng mạnh ở năm 2012. Như vậy ngân hàng đã phải bỏ ra nhiều chi phí hơn trong năm 2012 nhưng hiệu quả mang lại thấp hơn so với những năm trước đó. Như vậy chất lượng quản lý giảm so với các năm trước đó.
Qua phần đánh giá NLTC của các NHTM Việt Nam theo khung an toàn CAMEL, nhìn chung vẫn còn nhiều ngân hàng chưa đảm bảo theo yêu cầu đặt ra ở từng chỉ tiêu.
Để xác định NLTC của các NHTM Việt Nam có thật sự đạt hay chưa đạt theo khung an toàn CAMEL và nhân tố nào thực sự ảnh hưởng đến NLTC của các Ngân hàng, nghiên cứu tiếp tục phân tích bằng phương pháp định lượng ở phần tiếp theo.
2.3. PHÂN TÍCH CÁC NHÂN TỐ ẢNH HƯỞNG ĐẾN NĂNG LỰC TÀI CHÍNH CỦA HỆ THỐNG NHTM VIỆT NAM BẰNG MÔ HÌNH PROBIT
Phần này tác giả đi sâu nghiên cứu và xác định các nhân tố thực sự ảnh hưởng đến năng lực tài chính của các ngân hàng trong hệ thống ngân hàng. Như đã đề cập ở phần trên, nghiên cứu đã đánh giá NLTC của các NHTM theo theo khung an toàn Camel. Căn cứ trên kết quả phân tích đánh giá ở mục 2.2 của 14 chỉ tiêu liên quan đến NLTC, từ đó xác định từng chỉ tiêu của các NHTM nào đạt theo khung an toàn Camel gán 1, chỉ tiêu nào không đảm bảo gán 0, sau khi đã xác định từng chỉ tiêu đảm bảo hay không đảm bảo sẽ tiến hành tính bình quân chỉ tiêu DANHGIA
DANHGIA là giá trị trung bình của 14 chỉ tiêu
+ Nếu giá trị trung bình của chỉ tiêu DANHGIA>=0.5 là đạt khung an toàn Camel
+ Nếu giá trị trung bình của chỉ tiêu DANHGIA<0.5 là không đạt khung an toàn CAMEL
Căn cứ trên kết quả đã đánh giá
Biến phụ thuộc NLTC (DANHGIA) sẽ nhận 2 giá trị (y=1: đạt theo khung an toàn Camel; y=0: chưa đạt theo khung an toàn Camel)
Biến độc lập là 14 chỉ tiêu đã đánh giá ở 2.2 và được mô tả chi tiết ở bảng tóm tắt các biến trong mô hình.
Tiến hành kiểm định và hồi quy.
2.3.1. Mô hình hồi quy
Nghiên cứu sử dụng mô hình nhị phân Probit để phân tích hồi quy các nhân tố ảnh hưởng đến NLTC của các ngân hàng trong hệ thống NHTM Việt Nam, vì biến phụ thuộc là biến nhị phân, các biến độc lập định lượng, sẽ đo lường xác suất tác động của các biến độc lập làm thay đổi NLTC từ mức chưa đạt đến mức đạt yêu cầu theo CAMEL.
Bảng 2.25: Tóm tắt các biến trong mô hình
Ký hiệu | Phương pháp xác định | kỳ vọng dấu | |
X1: Quy mô vốn CSH | VCSH | Quy mô vốn CSH | + |
X2: Đòn bẩy tài chính | DFL | Tổng nợ/Vcsh | + |
X3: Tỷ lệ an toàn vốn tối thiểu | CAR | Vốn tự có hợp nhất/Tài sản đã điều chỉnh rủi ro hợp nhất | + |
X4: Dư nợ/tổng tài sản có | DUNO_TS | Dư nợ cho vay /tổng tài sản có | + |
X5: Nợ xấu/ Tổng dư nợ | NOXAU_DUNO | Nợ xấu/ Tổng dư nợ | - |
X6: tỷ suất sinh lời trên Tài sản | ROA | Lợi nhuận sau thuế/Tổng tài sản | + |
X7: tỷ suất sinh lời trên vốn chủ sở hữu | ROE | Lợi nhuận sau thuế/Vốn CSH | + |
X8:tỷ lệ lãi cận biên | NIM | (Thu lai-Tralai)/Tài sản | + |
X9:tỷ lệ lãi ngoài cận biên | NNIM | (thu ngoai lai-Chi ngoai lai)/Tài Sản | + |
X10:Chỉ số CPHĐ | CHISOCPHD | chi phí hoạt động/tài sản | - |
X11:Tỷ lệ thanh khoản tài sản | KNTK_TS | TSNH/TS | + |
X12: Hệ số đảm bảo tiền gửi | HESODAMBA OTG | TSNH/Tổng tiền gửi | + |
X13:Hệ số thanh khoản ngắn hạn | KNTK_NH | TSNH/Nợ NH | + |
X14:Dư nợ cho vay/ Tiền gửi. | DUNO_TIENG UI | Dư nợ cho vay/ Tiền gửi. | + |
Y: NLTC | DANHGIA | + |
Có thể bạn quan tâm!
-
Các Ngân Hàng Sử Dụng Đòn Bẩy Vượt So Với Khung An Toàn Của Camel -
Khả Năng Sinh Lời Trên Tài Sản Của Các Nhtm Việt Nam Từ 2003- 2012 -
Tỷ Lệ Thanh Khoản Trên Tài Sản Của Các Nhtm Việt Nam 2003- 2012 -
*noxau_Duno + 5.5922*duno_Ts + 1.6646*roe + 61.1711*roa + 26.32157*nim - 52.7437*chisocphd+ 0.67128*hesodambaotiengui + 6.0108*kntt_Ts - 5.1573*kntt_Nh - 1.2167*duno_Tg -
Về Các Nhân Tố Ảnh Hưởng Đến Năng Lực Tài Chính Của Các Ngân Hàng Thương Mại Việt Nam -
So Sánh Nguồn Vốn Chủ Sở Hữu Của Hệ Thống Nhtm Việt Nam Với Nhnng-Nhld Từ 2003-2012
Xem toàn bộ 188 trang tài liệu này.
Nguồn: Tác giả mô hình hóa
Căn cứ trên các biến đã mô tả ở bảng 2.25, xây dựng mô hình chính thức cho nghiên cứu như sau:
Yi= β0+ β1X1+ β2X2 + β3X3 + β4X4 +β5X5 + β6X6+ β7X7 +β8X8+ β9X9 +β10X10+ β11X11+ β12X12+ β13X13+ β14X14
Trong đó:
Yi : biến phụ thuộc( Năng lực tài chính)
Y=1: Đảm bảo khung an toàn CAMEL
Y=0: Chưa đảm bảo khung an toàn CAMEL β0, β1 β2… β14: hằng số hồi quy
X1;X2...X14: Biến độc lập
Căn cứ trên mô hình chính thức này, nghiên cứu tiến hành kiểm định sự phù hợp của mô hình
Thứ 1: Kiểm định hiện tượng tự tương quan
Là hiện tượng khi các sai số trong mô hình có mối quan hệ với nhau, nguyên nhân sử dụng dữ liệu thời gian, độ trể của số liệu, hiện tượng quán tính của số liệu. Hậu quả dẫn đến ước lượng sẽ bị chệch. Để kiểm định hiện tượng tự tương quan sử dụng hàm estat dwatson để tính d (Durbin_watson), nếu d tiến về 2 thì mô hình không xảy ra hiện tượng tự tương quan.
Thứ 2: Kiểm định hiện tượng đa cộng tuyến
Hiện tượng đa cộng tuyến là hiện tượng mà các biến độc lập trong mô hình có mối tương quan với nhau, dẫn đến không hồi quy được hoặc kết quả của mô hình không chính xác. Để kiểm định xác định hệ số tương quan(ri) giữa các biến thông qua hàm Corr, nếu ri <( 0.5), được xem là không xảy ra hiện tượng đa cộng tuyến.
Thứ 3: Kiểm định hiện tượng phương sai thay đổi
Là do giả thuyết về phương sai không đổi của mô hình bị vi phạm, nguyên nhân là bản chất của các đại lượng kinh tế, bản thân con người học hỏi theo thời gian hoặc do sự tiến bộ trong đo lường và xử lý số liệu. Nó sẽ làm ảnh hưởng đến kết quả không chệch của ước lượng. Để kiểm định phương sai thay đổi sử dụng hàm Hettest, từ đó xác định p.value, nếu p.value <5% không xảy ra hiện tượng phương sai thay đổi và ngược lại.
Thứ 4: Kiểm định phân phối chuẩn
Kết quả mô hình có dạng phân phối chuẩn: N(0, 2 ) Cụ thể: i N(0,2 )
εi có phân phối chuẩn, khi giá trị trung bình bằng 0 (gần bằng 0), có phương sai không đổi.
2.3.2. Kết quả nghiên cứu
2.3.2.1. Kết quả kiểm định sự phù hợp của mô hình
Nghiên cứu sử dụng hàm corr trong phần mềm Stata 11 để phân tích tương quan giữa các biến vốn csh, đòn bẩy tài chính, hệ số CAR, tỷ lệ nợ xấu, dư nợ trên tài sản, ROA, ROE, Tỷ lệ lãi cận biên, tỷ lệ lãi ngoài cận biên, chỉ số chi phí hoạt động, hệ số đảm bảo tiền gửi, khả năng thanh toán tài sản, ngắn hạn, dư nợ trên tiền gửi. Kết quả bảng 2.26: cho thấy các biến có hệ số tương quan đều đạt mức ý nghĩa thống kê (- 0.5<r<0.5). Tuy nhiên cũng có biến hesodambaotg và nim có hệ số 0.32. Để đảm bảo các biến không không xẩy ra hiện tượng đa cộng tuyến, nghiên cứu sử dụng lệnh VIF để khắc phục. Như vậy có thể kết luận mô hình không xảy ra hiện tượng đa cộng tuyến, điều này nói lên các biến trong mô hình có tương quan chặt chẽ với nhau.
Bảng 2.26: Bảng kiểm tra đa cộng tuyến giữa các biến
. c o r r v c s h d f l c a r n o x a u _ d u n o d u n o _ t s r o e r o a n i m n n i m c h i s o c p h d h e s o d a m b a o t i e n g u i k n t k _
> t s k n t k _ n h d u n o _ t i e n g u i ( o b s = 2 6 7 )
v c s h | d f l | c a r | n o x a u _ ~ o | d u n o _ t s | r o e | r o a | n i m | |
v c s h | 1 . 0 0 0 0 | |||||||
d f l | 0 . 2 5 5 3 | 1 . 0 0 0 0 | ||||||
c a r | - 0 . 1 5 0 7 | - 0 . 1 8 7 3 | 1 . 0 0 0 0 | |||||
n o x a u _ d u n o | 0 . 2 3 0 4 | 0 . 1 2 6 0 | - 0 . 1 2 4 9 | 1 . 0 0 0 0 | ||||
d u n o _ t s | - 0 . 0 2 9 9 | - 0 . 0 4 0 4 | 0 . 0 1 6 9 | - 0 . 1 1 1 0 | 1 . 0 0 0 0 | |||
r o e | 0 . 2 2 1 7 | 0 . 2 8 6 8 | - 0 . 3 7 1 2 | 0 . 1 1 2 9 | - 0 . 0 5 7 7 | 1 . 0 0 0 0 | ||
r o a | - 0 . 1 2 0 0 | - 0 . 3 9 5 0 | 0 . 2 5 1 8 | - 0 . 0 6 1 4 | 0 . 1 8 9 7 | 0 . 2 5 2 7 | 1 . 0 0 0 0 | |
n i m | 0 . 1 7 3 2 | - 0 . 1 0 6 9 | 0 . 0 1 4 5 | 0 . 0 4 3 5 | 0 . 2 4 4 3 | 0 . 0 4 3 4 | 0 . 1 8 1 5 | 1 . 0 0 0 0 |
n n i m | 0 . 0 5 9 8 | 0 . 0 5 4 3 | - 0 . 0 5 1 8 | 0 . 0 0 7 5 | - 0 . 0 9 0 3 | 0 . 0 4 1 5 | 0 . 0 1 3 9 | - 0 . 1 0 9 8 |
c h i s o c p h d | 0 . 0 1 5 3 | - 0 . 0 8 6 0 | 0 . 1 0 1 1 | - 0 . 0 6 5 4 | 0 . 1 5 6 4 | - 0 . 0 6 5 3 | 0 . 0 8 2 4 | 0 . 3 2 0 2 |
h e s o d a m b a o ~ i | - 0 . 1 5 5 2 | - 0 . 2 3 1 2 | 0 . 0 5 3 0 | - 0 . 0 6 8 8 | - 0 . 1 2 5 7 | - 0 . 1 9 4 3 | 0 . 3 2 3 7 | - 0 . 1 2 3 5 |
k n t k _ t s | 0 . 1 6 7 2 | 0 . 1 7 9 1 | - 0 . 1 0 5 6 | 0 . 0 4 0 6 | 0 . 0 1 8 8 | 0 . 1 5 5 9 | - 0 . 0 7 6 7 | 0 . 1 5 8 7 |
k n t k _ n h | 0 . 0 1 7 6 | 0 . 0 0 6 3 | - 0 . 0 0 8 9 | - 0 . 0 1 5 0 | - 0 . 0 1 8 7 | 0 . 0 3 2 3 | 0 . 2 1 6 2 | - 0 . 2 9 2 1 |
d u n o _ t i e n g u i | - 0 . 1 4 9 9 | - 0 . 2 2 4 3 | 0 . 0 1 9 9 | - 0 . 0 8 4 1 | 0 . 2 4 3 0 | - 0 . 2 1 7 1 | 0 . 2 8 9 6 | 0 . 2 5 1 8 |
n n i m | c h i s o c ~ d | h e s o d a ~ i | k n t k _ t s | k n t k _ n h | d u n o _ t ~ i | |||
n n i m | 1 . 0 0 0 0 | |||||||
c h i s o c p h d | - 0 . 1 8 8 2 | 1 . 0 0 0 0 | ||||||
h e s o d a m b a o ~ i | 0 . 0 4 6 1 | 0 . 1 2 3 2 | 1 . 0 0 0 0 | |||||
k n t k _ t s | 0 . 0 1 3 5 | 0 . 0 9 4 7 | 0 . 0 0 1 2 | 1 . 0 0 0 0 | ||||
k n t k _ n h | 0 . 0 2 9 9 | 0 . 0 9 0 5 | 0 . 2 3 4 8 | 0 . 1 5 1 2 | 1 . 0 0 0 0 | |||
d u n o _ t i e n g u i | - 0 . 0 1 3 3 | 0 . 1 1 1 4 | 0 . 1 9 2 5 | - 0 . 2 4 6 4 | - 0 . 0 1 6 5 | 1 . 0 0 0 0 |
.
. vif
Variable VIF 1/VIF
2.89 | 0.346426 | |
duno_tiengui | 2.61 | 0.383477 |
kntk_nh | 2.48 | 0.403637 |
duno_ts | 2.31 | 0.433319 |
dfl | 2.03 | 0.491477 |
roe | 1.99 | 0.503565 |
roa | 1.94 | 0.516280 |
nim | 1.62 | 0.618927 |
chisocphd | 1.28 | 0.782499 |
car | 1.24 | 0.804396 |
vcsh | 1.24 | 0.808427 |
kntk_ts | 1.23 | 0.811425 |
noxau_duno | 1.09 | 0.916427 |
nnim | 1.07 | 0.937897 |
Mean VIF 1.79
. estat dwatson
Durbin-Watson d-statistic( 2, 271) = 1.883911
Nguồn: Kết quả từ hàm corr trên Stata
Sau đó tiếp tục kiểm định sự phù hợp của mô hình xem có hiện tượng tự tương quan hay không, có nghĩa là sai số trong mô hình có mối quan hệ tương quan với nhau hay không?. Sử dụng hàm estat dwatson để xác định giá trị của d, nếu d tiến về 2 thì sẽ không có hiện tượng tự tương quan. Kết quả cho thấy d= 1,88. Như vậy có thể kết luận mô hình không có hiện tượng tự tương quan. Điều này có ý nghĩa là mô hình hồi quy không vi phạm giả định về tính độc lập của sai số.
Biểu đồ tần suất của phần dư chuẩn hóa cho thấy phân phối của phần dư xấp xỉ chuẩn (trung bình = 0 và độ lệch chuẩn Std.Dev.=0.5). Do đó có thể kết luận rằng giả định về phân phối chuẩn của phần dư không bị vi phạm.
Biểu đồ 2.15: Kiểm định phân phối chuẩn
Nguồn: Kết quả kiểm định từ SPSS
Tiếp theo nghiên cứu kiểm định phương sai thay đổi bằng hàm Hettest trên Stata 11, kết quả như sau:
.hettest
Breusch_Pagan / Cook_Weis berg test heteroskedasticity H0: Constan variace
Variables: fitted values of danhgia
Chi2(14) = 4.31
Prob > Chi2 = 0.00378
Nguồn: Kết quả kiểm định từ hàm hettest trên Stata 11
Với kết quả cho thấy p=0.38%< 5%, như vậy mô hình không xảy ra hiện tượng phương sai thay đổi.
Sau khi kiểm định sự phù hợp của mô hình với kết quả thu được nghiên cứu có thể trả lời: Mô hình xây dựng không xảy ra hiện tượng đa cộng tuyến; không có hiện tượng phương sai thay đổi; không xảy ra hiện tượng tự tương quan và đảm bảo phân phối chuẩn.
Nghiên cứu tiếp tục hồi quy để xác định các nhân tố thực sự ảnh hưởng đến NLTC của các NHTM Việt Nam.
2.3.2.2 Kết quả hồi quy
Kết quả hồi quy ở bảng 2.27 cho thấy có 13 nhân tố có mối liên hệ tuyến tính đến năng lực tài chính của các NHTM Việt Nam với mức ý nghĩa sig <0.05.
Giá trị R2 điều chỉnh=65.35% chứng tỏ các nhân tố đưa vào phân tích giải thích được 65.35% đến NLTC của các NHTM Việt Nam. Với giá trị R2điều chỉnh hoàn toàn đủ giá trị tin cậy và chấp nhận trong điều kiện kinh doanh trong ngành ngân hàng tại Việt Nam.
Bảng 2.27: Kết quả hồi quy Probit với các hệ số hồi quy trong mô hình
. probit danhgia vcsh dfl car noxau_duno duno_ts roe roa nim nnim chisocphd hesodambaotiengui kntk_ts kntk_nh dun
> o_tiengui
Iteration 0: log likelihood = -185.89594
Iteration 1: log likelihood = -110.47069
Iteration 2: log likelihood = -102.27754
Iteration 3: log likelihood = -101.59758
Iteration 4: log likelihood = -101.58467
Iteration 5: log likelihood = -101.58465 Iteration 6: log likelihood = - 71.21425
Probit regression Number of obs = 270
LR chi2(14) = 168.62
Prob > chi2 = 0.0000
Log likelihood = -101.58465 Pseudo R2 = 0.6535
Coef. | Std. Err. | z | P>|z| | [95% Conf. | Interval] | |
vcsh | 1.90e-07 | 4.34e-08 | 4.37 | 0.000 | 1.05e-07 | 2.75e-07 |
dfl | .0699876 | .0208433 | 3.36 | 0.001 | .0291354 | .1108397 |
car | 4.736962 | 2.998514 | 2.58 | 0.012 | -1.140016 | 10.61394 |
noxau_duno | -25.42098 | 6.285129 | 4.04 | 0.000 | 13.10236 | 37.73961 |
duno_ts | 5.592272 | 1.051968 | 5.32 | 0.000 | 3.530452 | 7.654093 |
roe | 1.664672 | 1.832617 | 3.91 | 0.000 | -1.92719 | 5.256534 |
roa | 61.17108 | 24.57888 | 2.49 | 0.013 | 12.99737 | 109.3448 |
nim | 26.32157 | 9.475004 | -2.78 | 0.005 | -44.89224 | -7.750907 |
nnim | 3.447278 | 7.885181 | 0.44 | 0.662 | -12.00739 | 18.90195 |
chisocphd | -52.74376 | 22.60043 | -2.33 | 0.020 | -97.03979 | -8.447731 |
hesodambao~i | .6712837 | .1978151 | 3.39 | 0.001 | .2835732 | 1.058994 |
kntk_ts | 6.010805 | 1.894502 | 3.17 | 0.002 | 2.29765 | 9.72396 |
kntk_nh | -5.157317 | 1.325591 | -3.89 | 0.000 | -7.755429 | -2.559206 |
duno_tiengui | -1.216702 | .3248796 | -3.75 | 0.000 | -1.853455 | -.57995 |
_cons | -5.016445 | 1.210324 | -4.14 | 0.000 | -7.388636 | -2.644253 |
Note: 1 failure and 3 successes completely determined.
. mfx
Marginal effects after probit
y = Pr(danhgia) (predict)
= .62821953
dy/dx | Std. Err. | z | P>|z| | [ 95% | C.I. ] | X | |
vcsh | 7.17e-08 | .00000 | 4.79 | 0.000 | 4.2e-08 | 1.0e-07 | 3.9e+06 |
dfl | 0264662 | .0078 | 3.39 | 0.001 | .011185 | .041748 | 12.3574 |
car | 1.791309 | 1.12573 | 2.59 | 0.012 | -.415076 | 3.99769 | .127577 |
noxau_~o | -9.61309 | 2.35771 | 4.08 | 0.000 | 4.99206 | 14.2341 | .021636 |
duno_ts | 2.11475 | .37204 | 5.68 | 0.000 | 1.38556 | 2.84394 | .558497 |
roe | .6295052 | .69156 | 3.91 | 0.000 | -.725924 | 1.98493 | .132094 |
roa | 23.13219 | 9.37624 | 2.47 | 0.014 | 4.7551 | 41.5093 | .013528 |
nim | 9.953653 | 3.53339 | -2.82 | 0.005 | -16.879 | -3.02833 | .02411 |
nnim | 1.303608 | 2.99781 | 0.43 | 0.6 64 | -4.572 | 7.17921 | -.002136 |
chisoc~d | -19.94535 | 8.46441 | -2.36 | 0.018 | -36.5353 | -3.35541 | .013342 |
hesoda~i | .2538497 | .07252 | 3.50 | 0.000 | .111718 | .395982 | 2.1093 |
kntk_ts | 2.27302 | .7521 | 3.02 | 0.003 | .798934 | 3.74711 | .876148 |
kntk_nh | -1.950269 | .52627 | -3.71 | 0.000 | -2.98174 | -.918799 | 1.09033 |
duno_t~i | -.4601029 | .12256 | -3.75 | 0.000 | -.700311 | -.219895 | 1.06948 |
Nguồn: Kết quả hồi quy Probit biến độc lập và biến phụ thuộc từ Stata
Qua phân tích hồi quy Probit cho thấy mô hình xây dựng phù hợp với dữ liệu thu được và kết quả ban đầu cho thấy năng lực tài chính của các NHTM Việt Nam phụ thuộc vào 13 nhân tố theo bảng 2.27. Khi dò tìm sự vi phạm của các giả định cần thiết trong hồi quy tuyến tính thì đều được thỏa mãn. Từ đó xác định được phương trình hồi quy như sau: