xuyên, liên tục và lấy ổn định kinh tế vĩ mô làm nền tảng thực hiện. Dưới sự giám sát của NHNN, các nguy cơ về tín dụng, nợ xấu và rủi ro hệ thống được kiểm soát.
Thứ ba, kết quả khảo sát điều tra ch ra r ng NHNN đã triển khai hiệu quả những hoạt động điều ch nh và hỗ trợ của NHNN nh m nâng cao năng lực tài chính, quản trị và điều hành của các NHTM trong thời gian qua. Điểm trung bình của tiêu chí này là 3,63 / 5 điểm. Để nâng cao năng lực tài chính, quản trị và điều hành của các NHTM trong thời gian qua, NHNN đã thực hiện rà soát và hoàn thiện hệ thống pháp luật về lĩnh vực hoạt động ngân hàng, từ đó tạo nền tảng đảm bảo an toàn và hiệu quả cho các hoạt động tín dụng của ngân hàng.
Theo các chuyên gia tham gia phỏng vấn, một trong những biện pháp điều ch nh và hỗ trợ của NHNN nổi bật trong những năm gần đây đó chính là NHNN g n trách nhiệm cho các cơ quan thanh tra, cán bộ về những tồn tại, yếu kém trong năng lực tài chính, quản trị và điều hành của các NHTM. Việc g n trách nhiệm cụ thể giúp tăng cường vai trò quản lý và hỗ trợ của các cơ quan thuộc NHNN đối với NHTM, đồng thời là giải pháp hiệu quả trong việc giám sát c ng như đề xuất các giải pháp để xử lý kịp thời theo đúng chức năng, nhiệm vụ đối với từng sai phạm trong hoạt động tài chính, quản trị và điều hành của các NHTM.
Năm 2015, NHNN c ng đã b t đầu triển khai xây dựng khung chính sách an toàn vĩ mô, gồm ba nội dung chính: hoạt động theo dõi, giám sát rủi ro hệ thống, lựa chọn và thực hiện các công cụ an toàn vĩ mổ và khuôn khổ thể chế phù hợp. Năm 2017, NHNN đã tiến hành hoàn thiện các cơ chế chính sách và các văn bản hướng dẫn NHTM thực hiện quy định an toàn theo tiêu chuẩn quốc tế và yêu cầu của Basel
II. Từ đó góp phần xây dựng hệ thống pháp lý đồng bộ, minh bạch hoá các hoạt động ngân hàng và nâng cao năng lực quản trị điều hành phù hợp với thông lệ quốc tế và thực tiễn hoạt động tín dụng, đảm bảo an toàn, lành mạnh, phát triển bền vững cho các NHTM.
Nhìn chung, kết quả khảo sát điều tra khẳng định, trong những năm qua, NHNN đã thực hiện nghiêm túc công tác xử lý vi phạm đối với các NHTM khi có vượt ngưỡng nợ xấu xảy ra. Công tác xử lý vi phạm đã có tính răn đe đối với các cá
nhân, đơn vị trong hệ thống các NHTM. Môi trường pháp lý và các chính sách tiền tệ được NHNN từng bước hoàn thiện góp phần ổn định thị trường tiền tệ và bảo đảm lợi ích tổng thể, duy trì tỷ lệ lạm phát ở mức thấp, phát triển kinh tế ổn định. Từ đó có thể thấy NHNN đã đạt được những kết quả cao trong việc quản lý và hỗ trợ các NHTM phát triển.
Trong những năm gần đây, công tác thanh tra, giám sát hoạt động của các NHTM được duy trì thường xuyên. Vì vậy, NHNN kịp thời phát hiện các sai phạm của NHTM, từ đó xử lý và kh c phục các sai phạm. Công tác xử lý vi phạm hành chính đối với các ngân hàng vi phạm pháp luật trong hoạt động cấp tín dụng, trích lập dự phòng và xử lý nợ xấu c ng đã mang lại hiệu quả răn đe trong hệ thống NHTM. Từ đó góp phần giảm thiểu các sai phạm diễn ra trong hoạt động cấp tín dụng, trích lập quỹ dự phòng và xử lý nợ xấu trong hệ thống NHTM.
3.3. Phân tích định lượng kiểm định mô hình và giả thuyết nghiên cứu
3.3.1. Kiểm định thang đo
3.3.1.1. Phân tích thành tố khám phá (EFA)
Phân tích thành tố khám phá EFA cho phép tác giả đánh giá giá trị hội tụ và giá trị phân biệt của thang đo. Phương pháp này rút gọn một tập k biến quan sát thành một tập F (trong đó F<k) có ý nghĩa hơn dựa trên mối quan hệ tuyến tính của các nhân tố với biến quan sát. Phương pháp này nh m đánh giá độ hội tụ của các biến quan sát theo từng thành phần của mô hình nghiên cứu lý thuyết.
Bảng 3.8: Kết quả phân tích thành tố khám phá (EFA) đối với 4 biến độc lập
Tổng mẫu N = 162
KMO and Bartlett's Test
0.897 | ||
Bartlett's Test of Sphericity | Approx. Chi-Square | 1616.244 |
df | 78 | |
Sig. | 0.000 |
Có thể bạn quan tâm!
-
Cơ Cấu Hệ Thống Nhtm Việt Nam Theo Quy Mô Vốn Điều Lệ Và Nhân Sự Nguồn: Ngân Hàng Nhà Nước Việt Nam & Báo Cáo Thường Niên Các Ngân Hàng Về Cơ -
Thực Trạng Quản Lý Nhà Nước Đối Với Nợ Xấu Của Hệ Thống Ngân Hàng Thương Mại Việt Nam -
Thực Trạng Kiểm Tra, Giám Sát Của Ngân Hàng Nhà Nước Đối Với Nợ Xấu Của Các Ngân Hàng Thương Mại -
Thực Trạng Các Yếu Tố Tác Động Đến Hoạt Động Quản Lý Nhà Nước Đối Với Nợ Xấu Của Các Ngân Hàng Thương Mại -
Kết Quả Khảo Sát Tác Động Các Yếu Tố Thuộc Về Nhtm -
Đề Xuất Một Số Giải Pháp Hoàn Thiện Hoạt Động Quản Lý Nhà Nước Đối Với Nợ Xấu Của Hệ Thống Ngân Hàng Thương Mại Việt Nam
Xem toàn bộ 231 trang tài liệu này.
Total Variance Explained
Initial Eigenvalues | Rotation Sums of Squared Loadings | |||||
Total | % of Variance | Cumulative % | Total | % of Variance | Cumulative % | |
1 | 6.934 | 53.342 | 53.342 | 2.919 | 22.452 | 22.452 |
2 | 1.371 | 10.549 | 63.890 | 2.626 | 20.201 | 42.653 |
3 | 1.202 | 9.244 | 73.135 | 2.520 | 19.385 | 62.039 |
4 | 1.004 | 7.725 | 80.860 | 2.447 | 18.821 | 80.860 |
Extraction Method: Principal Component Analysis.
Rotated Component Matrixa
Component | ||||
1 | 2 | 3 | 4 | |
X11 | 0.900 | |||
X12 | 0.881 | |||
X13 | 0.834 | |||
X41 | 0.830 | |||
X42 | 0.821 | |||
X43 | 0.778 | |||
X21 | 0.820 | |||
X23 | 0.721 | |||
X24 | 0.691 | |||
X22 | 0.600 | |||
X31 | 0.925 | |||
X32 | 0.876 | |||
X33 | 0.641 |
Extraction Method: Principal Component Analysis. Rotation Method: Varimax with Kaiser Normalization.
a. Rotation converged in 5 iterations.
Nguồn: Kết quả phân tích SPSS 22
Bảng 3.9: Kết quả phân tích thành tố khám phá (EFA) đối với biến phụ thuộc
Tổng mẫu N = 162
KMO and Bartlett's Test
Kaiser-Meyer-Olkin Measure of Sampling Adequacy. | 0.786 | ||||||
Bartlett's Test of Sphericity | Approx. Chi-Square | 440.065 | |||||
df | 6 | ||||||
Sig. | 0.000 | ||||||
Biến quan sát | Hệ số tải thành tố | Eigenvalue | Phương sai lũy kế (%) | Alpha | |||
Hiệu quả hoạt động QLNNN | 2.950 | 73.741 | 0.870 | ||||
Y1 | 0.946 | ||||||
Y2 | 0.912 | ||||||
Y3 | 0.893 | ||||||
Y4 | 0.652 | ||||||
Nguồn: Kết quả phân tích SPSS 22
Đối với 4 iến độc lập
Kết quả phân tích thành tố khám phá (EFA) đối với 13 biến quan sát của 4 biến độc lập thu được giá trị KMO = 0,897 (> 0,5) với mức ý nghĩa Sig = 0,000 (<0,05), cho thấy phân tích EFA của chúng tôi là thích hợp. Tại các Eigenralue >1, phân tích EFA đã trích được 4 thành tố chính với 13 biến quan sát và với phương sai l y kế đạt 80,860% (> 0,5). Điều này có nghĩa là 4 thành tố chính giải thích được 80,860% tổng số thông tin của 13 biến quan sát, nên phân tích thành tố đạt yêu cầu.
Đối với iến phụ thuộc
Với phương pháp tiến hành tương tự như trên cho 5 biến quan sát của biến phụ thuộc, kết quả phân tích thành tố chính được giá trị KMO = 0,786 (> 0,5) với mức ý nghĩa Sig = 0,000 (<0,05), cho thấy phân tích EFA đạt yêu cầu. Giá trị Eigenralue = 2,950 > 1, thành tố chính duy nhất đạt phương sai l y kế 73,741% (> 0,5), hay giải thích đến 73,741% tổng số thông tin của 5 biến quan sát, nên phân tích thành tố đạt yêu cầu.
3.3.1.2. Phân tích thành tố khẳng định (CFA)
Phân tích thành tố khẳng định (CFA) là bước tiếp theo của EFA. Kỹ thuật thống kê này được thực hiện nh m mục đích đánh giá tính đơn hướng, mức độ tin
cậy và độ giá trị của thang đo. Kết quả phân tích thu được ở bnagr 3.10 cho thấy các hệ số Cronbach’s Alpha của thang đo các biến độc lập và phụ thuộc đều lớn hơn 0,7, tức là các thang đo đều được chấp nhận; các hệ số tương quan biến tổng của các biến quan sát trong mỗi thang đo đều lớn hơn 0.3 và không có trường hợp loại bỏ biến quan sát nào có thể làm cho Cronbach’s Alpha của thang đo tương ứng lớn hơn giá trị Cronbach’s Alpha hiện tại của biến đó. Vì vậy, tất cả các biến quan sát đều được chấp nhận và các thang đo của 4 biến độc lập và biến phụ thuộc c ng đều được kiểm định hợp lệ.
Bảng 3.10: Kết quả phân tích thành tố khẳng định CFA
Tổng mẫu N = 162
Chỉ tiêu | Số câu hỏi | Hệ số Cronbach ’s Alpha | KMO | Bartlett ’s Test | Thông tin giải thích của 1 thành tố được tạo | |
1. | Môi trường pháp lý do NHNN xác lập và điều tiết đối với hoạt động tín dụng của NHTM | 3 | 0,949 | 0,776 | p < 0,00 | 91,141% |
2. | Các chuẩn mực nợ xấu do NHNN quy định và ban hành đối với NHTM | 4 | 0,831 | 0,792 | p < 0,00 | 66,329% |
3. | Tổ chức kiểm tra, giám sát của NHNN đối với nợ xấu của NHTM | 3 | 0,884 | 0,706 | p < 0,00 | 81,171% |
4. | Xử lý của NHNN đối với các NHTM có với nợ xấu vượt ngưỡng cho phép | 3 | 0,871 | 0,719 | p < 0,00 | 79,591% |
5. | Hiệu quả QLNN đối với nợ xấu của NHTM | 4 | 0,870 | 0,786 | p < 0,00 | 73,741% |
Nguồn: Kết quả phân tích SPSS 22 Như vậy, kết quả phân tích EFA kiểm định thang đo và hệ số tin cậy Cronbach’s Alpha cho thấy 13 biến quan sát của 4 biến độc lập và 5 biến quan sát của biến phụ thuộc trong mô hình nghiên cứu lý thuyết đảm bảo được tính hội tụ và tính nhất quán nội tại. Kết quả này cho phép tác giả thực hiện kiểm định mô hình và
các giả thuyết nguyên cứu.
3.3.2. Kiểm định mô hình và giả thuyết nghiên cứu
3.3.2.1. Phân tích tương quan
Tác giả tiến hành phân tích hệ số tương quan Pearson để đánh giá mức độ
tương quan giữa các biến trong mô hình nghiên cứu. Kết quả phân tích SPSS thu được kết quả ở bảng 3.11.
Bảng 3.11: Phân tích tương quan giữa các biến độc lập trong mô hình nghiên cứu
X1 | X2 | X3 | X4 | |
X1 | 1 | 0.160* | 0.191** | 0.397** |
X2 | 1 | 0.226** | 0.169* | |
X3 | 1 | -0.057 | ||
X4 | 1 |
Ghi chú: * có ý nghĩa thống kê p=0,05, n=162
** có ý nghĩa thống kê p=0,01, n=162
Nguồn: Kết quả phân tích SPSS 22
Kết quả phân tích cho thấy hệ số tương quan Pearson có ý nghĩa thống kê giữa các c p biến dao động trong khoảng -0,057 đến 0,397 (<0,7), cho phép khẳng định giá trị phân biệt giữa các biến độc lập đạt được với độ tin cậy 95%; tính đa công tuyến giữa các biến độc lập trong mô hình nghiên cứu có thể loại bỏ.
3.3.2.2. Phân tích hồi quy ội
Kết quả phân tích hồi quy bội theo phướng pháp Enter được mô tả chi tiết trong bảng dưới đây.
Bảng 3.12: Kết quả phân tích hồi quy bội
Hệ số chưa chuẩn hóa | Hệ số chuẩn hóa | t | Sig. | Đa cộng tuyến | |||||
B | Độ lệch chuẩn | Beta | Dung sai | VIF | |||||
1 | (Constant) | -0.932*** | 0.193 | -4.832 | 0.000 | ||||
X1 | 0.267*** | 0.051 | 0.267 | 5.201 | 0.000 | 0.545 | 1.835 | ||
X2 | 0.149*** | 0.055 | 0.149 | 2.742 | 0.007 | 0.484 | 2.066 | ||
X3 | 0.174*** | 0.050 | 0.174 | 3.482 | 0.001 | 0.575 | 1.739 | ||
X4 | 0.278*** | 0.055 | 0.278 | 5.017 | 0.000 | 0.467 | 2.141 | ||
Q3 | 0.225*** | 0.041 | 0.260 | 5.488 | 0.000 | 0.639 | 1.564 | ||
Q5 | -0.013 | 0.063 | -0.013 | -0.207 | 0.836 | 0.359 | 2.784 | ||
Q6 | 0.018 | 0.044 | 0.026 | 0.415 | 0.679 | 0.358 | 2.797 | ||
R = 0,799; R2 = 0,639; Giá trị F = 47,491***, Sig (F) = 0,000 Ghi chú: * mức ý nghĩa thống kê p < 0,05 ** mức ý nghĩa thống kê p < 0,01 *** mức ý nghĩa thống kê p < 0,001 | |||||||||
sau:
Từ kết quả phân tích SPSS hồi quy bội thu được, cho phép tác giả kết luận như
- Hệ số VIF đều < 4; khẳng định không có hiện tượng đa cộng tuyến giữa các
biến độc lập trong mô hình hồi quy bội (Rogerson, 2001). Như vậy, kết quả giải thích và dự báo của mô hình hồi quy bội không bị làm sai lệch bởi sự tương quan không đáng kể giữa các biến độc lập.
- Hệ số R2 = 63,90% (> 50%) có nghĩa mô hình hồi quy bội giải thích hay
phản ảnh được 63,90% thực tế hay tổng thông tin của 4 biến độc lập đưa vào mô hình. Kết quả này cho phép khẳng định mô hình hồi quy bội này phù hợp với bộ dữ liệu đã thu thập và phản ảnh đảm bảo thực tế nghiên cứu về thực trạng QLNN đối với nợ xấu của hệ thống NHTM Việt Nam.
- Đại lượng thống kê F = 47,491 với Sig = 0,000. Điều này cho thấy mô hình hồi quy có ý nghĩa về m t tổng thể, có thể sử dụng để giải thích và dự báo được thực tế về tác động của các nội dung QLNN đối với nợ xấu của các NHTM đến hiệu quả hoạt động QLNN đối với nợ xấu của NHTM Việt Nam.
- Các biến độc lập trong mô hình hồi quy bội đều có tác động đáng kể đến biến phụ thuộc với các giá trị Sig. thu được đều nhỏ hơn 0,05%. Nói cách khác, cc biến độc lập trong mô hình hồi quy bội đều có ý nghĩa thống kê ở mức tin cậy 99%.
- Trong 03 biến kiểm soát Q3 (Tuổi hay thâm niên hoạt động của NHTM), Q5 (Quy mô nhân sự), Q6 (Quy mô vốn điều lệ), ch có thâm niên hoạt động của NHTM có tác động đáng kể đến biến phụ thuộc. Các biến định tính khác như tên ngân hàng, chức vụ người trả lời khảo sát, loại hình NHTM ch được dùng miêu tả mẫu mà không đưa phân tích hồi quy để tập trung vào các biến độc lập. Kết quả hồi quy cho thấy: các NHTM hoạt động càng lâu, càng có kinh nghiệm thì càng n m b t được tình hình tín dụng và nợ xấu c ng như nghiêm túc tuân thủ các quy định liên quan đến hoạt động QLNN, nhờ vậy mà hiệu quả hoạt động QLNN đối với nợ xấu của NHTM càng được nâng cao.
- Mô hình phương trình hồi quy thu được như sau:
Y = -0,932 + 0,267*X1 + 0,149*X2 + 0,174*X3 + 0,278*X4 + 0,225*Q3 – 0,013*Q5 + 0,018*Q6
Với:
Y là biến phụ thuộc hiệu quả QLNN đối với nợ xấu của hệ thống NHTM;
X1: Đánh giá môi trường pháp lý do NHNN xác lập và điều tiết đối với hoạt động tín dụng của NHTM;
X2: Đánh giá về các chuẩn mực nợ xấu do NHNN quy định và ban hành đối với NHTM;
X3: Đánh giá chất lượng tổ chức kiểm tra, giám sát của NHNN đối với nợ xấu của NHTM;
X4: Đánh giá hoạt động xử lý nghiêm kh c của NHNN đối với các NHTM có với nợ xấu vượt ngưỡng cho ph p;
Q3: Tuổi hay thâm niên hoạt động của NHTM tham gia khảo sát;
Q5: Quy mô nhân sự của NHTM tham gia khảo sát;
Q6: Quy mô vốn điều lệ của NHTM tham gia khảo sát.
3.3.3. Kiểm định các giả thuyết nghiên cứu
Trên cơ sở kết quả phân tích hồi quy bội, tác giả tiến hành kiểm định các giả thuyết đối với từng biến độc lập, cụ thể:
Biến X1 - Môi trường pháp lý cho hoạt động tín dụng của NHTM có tác động tích cực c ng chiều (B = 0,267) đến hiệu quả hoạt động QLNN đối với nợ xấu của NHTM Việt Nam với ngưỡng tin cậy 99% (Sig. = 0,000). Nói cách khác, môi trường pháp lý được NHNN xác lập và điều tiết đối với hoạt động tín dụng của NHTM càng đồng bộ và ph hợp thì hiệu quả hoạt động QLNN về nợ xấu của NHTM càng cao. Giả thuyết 1 được khẳng định đúng. Kết quả này ph hợp với kết quả của các nghiên cứu trước đó của Ghosh, 2017; Thakor, 2019 … Thực tế, tại Việt Nam, môi trường pháp lý cho hoạt động tín dụng của NHTM ngày càng được chú trọng thông qua việc ban hành và ch nh sửa các văn bản pháp luật liên quan, tạo