Kết Quả Đo Lường Hiệu Quả Chi Phí Của Các Ngân Hàng Thương Mại Việt Nam

4.3.4. Kiểm định tính đồng liên kết giữa các biến

Để ước lượng hệ số cân bằng của nợ xấu với các yếu tố vĩ mô cũng như các yếu tố đặc thù, luận án tiến hành kiểm tra tính dừng của dữ liệu. Kiểm định tính dừng của các biến bằng kiểm định Fisher dựa trên nền tảng Augmented Dickey Fuller (ADF) và Philips Perron (PP) với độ trễ là 1. Kết quả tập hợp kiểm định tính dừng của các biến được trình bày ở Bảng 4.5.

Bảng 4.5. Kiểm định tính dừng Fisher với độ trễ=1

Biến

Kiểm định ADF		Kiểm định PP
	Prb>chi 2		Prb>chi 2
	Không xu thế	Có xu thế	Không xu thế	Có xu thế
NPL	0,000***	0,000***	0,000***	0,002***
GDP	0,026**	1,000	0,000***	0,998
IR	0,888	0,990	0,188	1,000
∆.IR	0,000***	0,000***	0,000***	0,000***
EXI	0,000***	0,241	0,915	1,000
ESI	0,691	0,002***	0,003**	0,575
HHI	0,000***	1,000	0,000***	1,000
INF	0,020**	0,880	0,000***	0,013
ROA	0,000***	0,000***	0,000***	0,000***
CE	0,021**	0,000***	0,000***	0,000***
LDR	0,002***	0,007***	0,000***	0,000***
LGR	0,602	0,000***	0,000***	0,000***
ETA	0,000***	0,000***	0,000***	0,000***
TA	0,000***	0,000***	0,000***	0,000***
LLR	0,831	0,327	0,449	0,418
∆.LLR	0,000***	0,000***	0,000***	0,000***

Có thể bạn quan tâm!

Xem toàn bộ 284 trang tài liệu này.

***, **, * có ý nghĩa thống kê lần lượt ở mức 1%, 5% và 10%.

Nguồn: Trích xuất từ Stata 11.0

Kết quả cho thấy có 2 biến dừng ở sai phân là IR và LLR, còn lại đều dừng ở

biến gốc. Vì vậy, nghiên cứu tiếp tục sử dụng kiểm định Westerlund (2007) để kiểm định xem các biến này có đồng liên kết không. Kết quả kiểm định tính đồng liên kết được tập hợp và trình bày ở Bảng 4.6.

Kết quả kiểm định thể hiện cả bốn kiểm định đều bác bỏ giả thuyết H0 (không có tính đồng liên kết) giữa biến nợ xấu và các biến đặc thù cũng như biến vĩ mô. Giữa biến nợ xấu và tăng trưởng kinh tế, dự phòng rủi ro và tăng trưởng tín dụng có ba trong số bốn kiểm định bác bỏ giả thuyết H0. Điều này đạt yêu cầu theo Anshasy (2012). Như vậy, trong mô hình nghiên cứu, tất cả các biến độc lập đều có tính đồng liên kết với biến phụ thuộc. Vì vậy, việc áp dụng hệ số ước lượng dài hạn là phù hợp.

Bảng 4.6. Kiểm định đồng liên kết bảng Westerlund

Gt	Gα	Pt	Pα
Biến phụ thuộc:NPL
Các biến độc lập
GDP	0,000***	0,000***	0,000***	0,106
IR	0,000***	0,000***	0,000***	0,000***
EXI	0,000***	0,000***	0,000***	0,000***
ESI	0,000***	0,000***	0,000***	0,000***
INF	0,000***	0,000***	0,000***	0,000***
HHI	0,000***	0,000***	0,000***	0,000***
ROA	0,000***	0,000***	0,000***	0,000***
CE	0,000***	0,000***	0,000***	0,000***
LDR	0,000***	0,000***	0,000***	0,000***
LGR	0,000***	0,000***	0,000***	0,122
ETA	0,000***	0,000***	0,000***	0,000***
TA	0,000***	0,000***	0,000***	0,000***
LLR	0,000***	0,000***	0,000***	0,988

***, **, * có ý nghĩa thống kê lần lượt ở mức 1%, 5% và 10%.

Nguồn: trích xuất từ Stata 11.0

4.3.5. Kết quả đo lường hiệu quả chi phí của các ngân hàng thương mại Việt Nam bằng phương pháp bao dữ liệu

Hiệu quả chi phí của các NHTM Việt Nam được đo lường bằng phương pháp bao tham số DEA dựa trên các yếu tố đầu vào là lao động, tài sản cố định và tiền gửi khách hàng. Các yếu tố đầu ra là thu nhập từ lãi và thu nhập ngoài lãi. Phương pháp tính hiệu quả chi phí của từng ngân hàng trong mẫu qua các năm được trình bày trong Phụ lục 3. Kết quả ước lượng bằng phương pháp phi tham số bao dữ liệu về hiệu quả kỹ thuật, hiệu quả phân bổ, hiệu quả chi phí trung bình theo năm của các NHTM Việt Nam tóm lược trong Bảng 4.7.

Kết quả cho thấy hiệu quả chi phí của 34 NHTM Việt Nam trung bình giai đoạn 2005-2015 là 69,8%, với hiệu quả phân bổ (AE) là 87,3% và hiệu quả kỹ thuật (TE) theo giả định hiệu suất không đổi theo quy mô trung bình giai đoạn là 79,7%. Xu hướng các đường hiệu quả đều giảm từ năm 2010. Hiệu quả kỹ thuật thay đổi là do hiệu quả kỹ thuật thuần và hiệu quả quy mô. Tính không hiệu quả về kỹ thuật thuần phản ánh sự chệch hướng khỏi quản lý so với ngân hàng hiệu quả tốt nhất và khi quy mô không hiệu quả thì các NHTM có thể thay đổi quy mô hiện tại của mình để nâng cao hiệu quả chi phí. Khi các NHTM đạt hiệu quả kỹ thuật thuần tối đa và quy mô hợp lý thì sẽ làm cho hiệu quả chi phí cao nhất. Nhìn chung, hiệu quả chi phí của các NHTM Việt Nam không ổn định, có xu hướng giảm dần từ năm 2009 đến 2014. Điều này chứng tỏ các NHTM Việt Nam đang sử dụng các nguồn lực với chi phí cao làm giảm hiệu quả kinh tế toàn phần của ngân hàng.

Bảng 4.7. Kết quả đo lường hiệu quả kỹ thuật (TE), hiệu quả phân bổ(AE) và hiệu quả chi phí (CE) của các NHTM bằng phương pháp DEA

TE	AE	CE
2005	0.934	0.781	0.727
2006	0.884	0.793	0.701
2007	0.829	0.789	0.651
2008	0.86	0.834	0.72
2009	0.895	0.884	0.791
2010	0.868	0.806	0.7
2011	0.867	0.833	0.726
2012	0.89	0.645	0.574
2013	0.875	0.825	0.722
2014	0.833	0.69	0.575
2015	0.872	0.896	0.781
Trung bình	0.873	0.798	0.697

Nguồn: Tính toán bằng phần mềm Deap 2.1

Theo kết quả thu được từ mô hình DEA về hiệu quả chi phí trung bình của hai nhóm NHTMNN và NHTMCP từ Bảng 4.8, thì hiệu quả chi phí của NHTMNN (0,825) cao hơn hiệu quả chi phí của NHTMCP (0,677). Điều này được lý giải do thu nhập của NHTMNN cao hơn NHTMCP, đồng thời chi phí cho ba yếu tố đầu vào thấp hơn. Tuy nhiên, cũng có giai đoạn hiệu quả chi phí của các NHTMCP cao hơn (năm 2009). Hiệu quả chi phí giảm dần là do chi phí của các NHTM Việt Nam không ngừng tăng lên trong giai đoạn 2005-2015, tuy các chi phí này giảm trong năm 2009 so với 2008 và 2013 so với 2012, nhưng tăng mạnh năm 2011. Điều này do lãi suất tăng trong năm 2011 và giảm trong năm

2013. So sánh giữa các NHTMNN và NHTMCP thì chi phí trả lãi trung bình của NHTMNN gấp 6 lần NHTMCP.

Bảng 4.8. Chi phí trả lãi, chi phí nhân công, chi phí TSCĐ, hiệu quả chi phí trung bình của các NHTM Việt Nam, 2005-1015

Đvt: Tỷ đồng

	2005	2007	2009	2010	2011	2012	2013	2014	2015
CE	NHTMNN	0,808	0,748	0,646	0,852	0,792	0,813	0,789	1	1
CE	NHTMCP	0,712	0,633	0,815	0,674	0,714	0,532	0,711	0,512	0,764
Chi phí trả lãi trung bình	NHTMNN	4489	8911	13571	18887	28865	25078	22527	17251	23077
Chi phí trả lãi trung bình	NHTMCP	214	748	1876	1404	4629	5632	4516	4398	4321
Chi phí nhân công	NHTMNN	847	1686	2619	3372	4412	3875	4538	3230	5137
Chi phí nhân công	NHTMCP	29	98	267	280	420	486	559	669	873
Chi phí TSCĐ	NHTMNN	1046	1022	1626	1762	1950	3129	2788	2848	4105
Chi phí TSCĐ	NHTMCP	74	155	306	333	436	523	576	585	689

Nguồn: Báo cáo tài chính của các NHTM, 2005-2015 Ghi chú: Năm 2014, 2015 NHTMNN không có số liệu của AGR và MHB.

Chi phí nhân công cho khối NHTMNN cũng cao hơn chi phí nhân công khối NHTMCP, bên cạnh đó, chi phí nhân công không ngừng tăng cao trong cả giai đoạn nghiên cứu. Tương tự, chi phí tài sản cố định cũng có xu hướng gia tăng trong giai đoạn nghiên cứu. Trong đó, các NHTMNN có TSCĐ gấp 5,6 lần so với NHTMCP. Nguyên nhân của xu hướng gia tăng mạnh của TSCĐ là do quy mô các NHTM mở rộng, việc thành lập nhiều chi nhánh, văn phòng kinh doanh khiến cho chi phí cho TSCĐ tăng cao.

Trong khi đó, thu nhập của các NHTM Việt Nam trong giai đoạn nghiên cứu tăng trong năm 2011 nhưng giảm dần trong giai đoạn 2012-2014 (Hình 4.21). Thu nhập chủ yếu đến từ lãi vay, thu ngoài lãi chỉ chiếm tỷ trọng 11,75% so với tổng thu nhập.

Hình 4.21. Thu nhập lãi và thu nhập ngoài lãi của các NHTM Việt Nam, 2005-2015

Thu nhập (Tỷ đồng)

14,000

12,000

10,000

8,000

6,000

4,000

2,000

2005 2006 2007 2008 2009 2010 2011 2012 2013 2014 2015

18%

16%

14%

12%

10%

Thu nhập từ lãi Thu nhập ngoài lãi tỷ lệ TN ngoài lãi/tổng thu nhập

Nguồn: Báo cáo tài chính của các NHTM, 2005-2015

4.3.6. Kết quả ước lượng các yếu tố tác động đến nợ xấu các ngân hàng thương mại Việt Nam

Kết quả ước lượng về ảnh hưởng của các yếu tố đến nợ xấu của các NHTM Việt Nam được trình bày ở Bảng 4.9. Các mô hình nghiên cứu được xây dựng ở Chương 3 được kiểm định bằng cách hồi quy 4 mô hình như sau. Mô hình 1 đưa vào các biến đặc thù và biến vĩ mô, ước lượng ảnh hưởng của chỉ số CR4, mô hình 2 kiểm định ảnh hưởng của HHI, mô hình 3 khảo sát ảnh hưởng của lãi suất cũng như yếu tố kiểm soát của chủ sở hữu đến nợ xấu và mô hình 4 ước lượng ảnh hưởng của thị trường bất động sản đến nợ xấu.

Bảng 4.9 trình bày kết quả ước lượng bằng phương pháp GMM hệ thống hai bước và đây là mô hình có các sai số chuẩn mạnh. Các mô hình đều thỏa mãn điều kiện về hiện tượng tương quan chuỗi trong mô hình với các giá trị p-value của AR(1) nhỏ hơn mức ý nghĩa 0,5% và các giá trị p-value của AR(2) không có ý nghĩa thống kê. Do đó, các kiểm định về sự phù hợp của biến công cụ đáng

tin cậy. Kết quả kiểm định của Hansen đều có giá trị p-value khá cao nên không có cơ sở để bác bỏ giả thuyết H0 là các biến công cụ là phù hợp. Điều này chứng tỏ các biến công cụ đã giải quyết được vấn đề nội sinh của mô hình. Do đó, các hệ số ước lượng của mô hình nghiên cứu có thể đạt được hiệu quả và được sử dụng để phân tích.

Bảng 4.9. Kết quả ước lượng GMM về các yếu tố ảnh hưởng đến nợ xấu của các NHTM Việt Nam

Biến phụ

thuộc NPL

Mô hình 1

Mô hình 2

Mô hình 3

Mô hình 4

L.NPL

0,3312***

(0,0042)

0,3801***

(0,0045)

0,3033***

(0,0182)

0,4147***

(0,0225)

Yếu tố đặc thù

ROA

-0,2335***

(0,0104)

-0,4860***

(0,0121)

-0,2680***

(0,0887)

-0,2665**

(0,0196)

-0,1649**

(0,1778)

-0,1908**

(0,2011)

-0,2510**

(0,1893)

-0,2680*

(0,2582)

ETA

-0,0227***

(0,0060)

-0,0098*

(0,0073)

-0,0270**

(0,0114)

-0,1053***

(0,0214)

LGR

-0,0018***

(0,0003)

-0,0012***

(0,0002)

-0,0005***

(0,0064)

-0,0047***

(0,0014)

0,1405**

(0,0650)

0,1146*

(0,1078)

0,0968**

(0,3987)

0,3664***

(0,1802)

LDR

-0,0044***

(0,0016)

-0,0016***

(0,0064)

-0,0018*

(0,0008)

-0,0034*

(0,0031)

LLR

0,0111***

(0,0040)

0,0192**

(0,0021)

0,0930***

(0,0160)

0,0219***

(0,0117)

Own1

- 0,1158***

(0,4256)

Own2

0,0605***

(0,6212)

Own3

0,0347**

(0,0899)

Yếu tố cạnh tranh ngành

HHI

-0,5530***

(0,2428)

CR4

-0,6279*

(0,9957)

-0,2729**

(0,0738)

-0,5421***

(0,1367)

Biến phụ

thuộc NPL

Mô hình 1

Mô hình 2

Mô hình 3

Mô hình 4

Yếu tố vĩ mô

GDP

-0,3990***

(0,0708)

-0,3931***

(0,0624)

-0,4589***

(0,0545)

-0,7546***

(0,0462)

INF

0,0188**

(0,0061)

0,0447***

(0,0054)

EXI

0,2059***

(0,4102)

0,3210***

(0,4019)

0,5124***

(0,1103)

0,4397***

(0,1217)

0,1083***

(0,0204)

ESI

0,0683***

(0,0038)

CONS.

-0,6293***

(0,0110)

-1,7741***

(0,0257)

-0,5672***

(0,4357)

-1,4959***

(0,3802)

Số quan

sát

323

Số NH

Số công cụ

Pro>chi2

0,000

Hansen

test

0,488

0,574

0,559

0,625

AR(1)

0,009

0,031

0,015

0,008

AR(2)

0,594

0,775

0,535

0,612

***, **, * có ý nghĩa thống kê lần lượt ở mức 1%, 5% và 10%. Trong dấu ngoặc thể hiện sai số chuẩn của hệ số hồi quy. IR và ESI được tách ra khỏi mô hình (1) và (2) để tránh vấn đề đa cộng tuyến vì có hệ số tương quan cao với INF. Mô hình 1 ước lượng các yếu tố trong đó có chỉ số CR4, mô hình 2 kiểm định chỉ số HHI, mô hình 3 khảo sát ảnh hưởng của lãi suất và kiểm soát của chủ sở hữu đến nợ xấu và mô hình 4 ước lượng ảnh hưởng của thị trường bất động sản đến nợ xấu.

Nguồn: Trích xuất từ Stata 11.0

4.3.6.1. Các yếu tố đặc thù ngân hàng

- Biến nợ xấu trong quá khứ

Kết quả Bảng 4.9 cho thấy nợ xấu trong quá khứ (L.NPL) có tác động cùng chiều lên nợ xấu ở hiện tại đúng như kỳ vọng nghiên cứu ở chương 3. Hệ số hồi quy độ trễ 1 năm của nợ xấu là dương có mối tương quan và có ý nghĩa thống kê 1% ở tất cả mô hình. Như vậy, trong điều kiện tất cả yếu tố không đổi, khi

Xem toàn bộ nội dung bài viết ᛨ