Các yếu tố ảnh hưởng đến khả năng sinh lời của các ngân hàng thương mại tại Việt Nam

Chia sẻ: _ _ | Ngày: | Loại File: PDF | Số trang:13

Thêm vào BST

Báo xấu

26
lượt xem 4
download

Download Vui lòng tải xuống để xem tài liệu đầy đủ

bài viết Các yếu tố ảnh hưởng đến khả năng sinh lời của các ngân hàng thương mại tại Việt Nam nghiên cứu ảnh hưởng của các yếu tố đến khả năng sinh lời của các ngân hàng thương mại tại Việt Nam giai đoạn 2014- 2020, dựa trên dữ liệu thu thập từ hệ thống báo cáo tài chính đã được kiểm toán của 15 ngân hàng có quy mô từ nhỏ tới lớn và chiếm tỷ trọng 62% về tổng tài sản của cả hệ thống.

Chủ đề:

Bình luận(0) Đăng nhập để gửi bình luận!

Lưu

Nội dung Text: Các yếu tố ảnh hưởng đến khả năng sinh lời của các ngân hàng thương mại tại Việt Nam

Các yếu tố ảnh hưởng đến khả năng sinh lời của các ngân hàng thương mại tại Việt Nam Nguyễn Thanh Phương - Đặng Thị Lan Phương Trường Đại học Thương mại Ngày nhận: 16/02/2022 Ngày nhận bản sửa: 23/03/2022 Ngày duyệt đăng: 18/04/2022 Tóm tắt: Bài viết nghiên cứu ảnh hưởng của các yếu tố đến khả năng sinh lời của các ngân hàng thương mại tại Việt Nam giai đoạn 2014- 2020, dựa trên dữ liệu thu thập từ hệ thống báo cáo tài chính đã được kiểm toán của 15 ngân hàng có quy mô từ nhỏ tới lớn và chiếm tỷ trọng 62% về tổng tài sản của cả hệ thống. Nhóm tác giả sử dụng mô hình hồi quy tuyến tính đa bội và các mô hình phân tích nhân tố để xử lý dữ liệu. Kết quả nghiên cứu cho thấy, quy mô tài sản của ngân hàng, quy mô vốn chủ sở hữu, rủi ro thanh khoản, thu nhập lãi và thu nhập ngoài lãi có tác động thuận chiều và có ý nghĩa thống kê với khả năng sinh lời. Trong khi đó chi phí quản lý, rủi ro tín dụng và thuế có tác động ngược chiều và có ý nghĩa thống kê với khả năng sinh lời. Từ khoá: Ngân hàng thương mại, khả năng sinh lời, ROE Some factors affecting profits of commercial banks in Vietnam Abstract: The article studies the influence of factors on the profitability of commercial banks in Vietnam in the period 2014-2020, based on data collected from the audited financial reporting system of 15 banks. Customers are from small to large scale and account for 62% of the total assets of the whole system. The authors use multiple linear regression models and factor analysis models to process the data. The research results show that the bank’s asset size, equity size, liquidity risk, interest income and non-interest income have a positive and statistically significant impact on profitability. Meanwhile, administrative costs, credit risk and tax have opposite and statistically significant effects on profitability. Keywords: Commercial banks, profitability, ROE. Nguyen, Thanh Phuong Emai: ntpdhtm@gmail.com Dang, Thi Lan Phuong Email: phuongdtl@tmu.edu.vn Organization of all: Thuongmai University Tạp chí Khoa học & Đào tạo Ngân hàng © Học viện Ngân hàng Số 242- Tháng 7. 2022 60 ISSN 1859 - 011X
NGUYỄN THANH PHƯƠNG - ĐẶNG THỊ LAN PHƯƠNG 1. Giới thiệu 2. Tổng quan nghiên cứu Khả năng sinh lời của ngân hàng thương Các yếu tố ảnh hưởng đến khả năng sinh mại (NHTM) là một trong những chỉ tiêu lời của NHTM được phát hiện thông qua quan trọng đo lường kết quả tài chính của nhiều nghiên cứu trong và ngoài nước. Một ngân hàng. Khả năng sinh lời là điều kiện số công trình nghiên cứu nước ngoài như cần thiết để duy trì sự tồn tại và phát triển Samy Ben Naceur (2003), Althanasoglou của NHTM. (2008), Amburime (2009), Alper & Anbar Các NHTM Việt Nam thời gian qua đã có (2011), Halil Emre (2012), Sulfan (2009), sự tiến bộ vượt bậc với tỷ suất sinh lời, ROA Andreas Dietrich & Gabrielle Wanzenried trung bình tăng mạnh từ 0,98% trong năm (2014), Angela Roma (2013), Tomola 2016 (đối với 15 NHTM quan sát) lên mức Marshal Obamuyi (2013). Một số công trình 2,1% trong năm 2020. Mục tiêu cuối cùng nghiên cứu trong nước được các nhóm tác của mỗi NHTM là an toàn và đạt được mức giả thực hiện như Nguyễn Thị Thanh Bình lợi nhuận mong muốn. Việc phân tích các và cộng sự (2022), Lê Đồng Duy Trung yếu tố ảnh hưởng đến khả năng sinh lời của (2020), Nguyễn Thu Hiền (2017)… NHTM, đo lường mức độ ảnh hưởng của Samy Ben Naceur (2003) thực hiện nghiên mỗi yếu tố, từ đó đưa ra các khuyến nghị đối cứu về chỉ số đặc trưng ngân hàng, cấu trúc với các nhà quản lý NHTM để đảm bảo mỗi tài chính và vĩ mô tác động đến khả năng NHTM đạt được mục tiêu kép là sự an toàn sinh lời ngành Ngân hàng ở Tunisian trong và lợi nhuận mục tiêu luôn là cần thiết. khoảng 1980- 2000. Kết quả của nghiên Các chỉ tiêu đặc trưng để đo lường khả cứu chỉ ra rằng tỷ suất lợi nhuận và tỷ suất năng sinh lời là tỷ suất sinh lời trên tổng lợi nhuận ròng cao có xu hướng gắn liền tài sản bình quân (ROA), tỷ suất sinh lời với các ngân hàng có lượng vốn tương đối trên vốn chủ sở hữu bình quân (ROE), thu lớn và tổng chi phí lớn. Các yếu tố khác có nhập lãi ròng cận biên (NIM). Trong đó tỷ tác động đến khả năng sinh lời là quy mô suất sinh lời trên tổng tài sản (ROA) là chỉ cho vay có tác động cùng chiều. Bên cạnh số tài chính dùng để đo lường mối quan hệ đó, các yếu tố vĩ mô như lạm phát, tốc độ giữa lợi nhuận ròng và tổng tài sản bình tăng trưởng kinh tế không có tác động đến quân của ngân hàng trong một khoảng thời tỷ suất sinh lời của ngân hàng. gian nhất định. ROA cho biết cứ mỗi đồng Athanasoglou (2008) thiết lập nghiên cứu tài sản bình quân được sử dụng vào hoạt mô hình GMM với dữ liệu bảng trong động kinh doanh sẽ tạo ra bao nhiêu đồng khoảng 1985- 2001 của ngân hàng Hy Lạp lợi nhuận sau thuế. Chỉ tiêu này đánh giá cho thấy yếu tố nội tại ngân hàng, yếu tố hiệu quả trong quản lý doanh thu và chi ngành và yếu tố vĩ mô tác động đến khả phí, đồng thời phản ánh khả năng chuyển năng sinh lời. đổi tài sản của ngân hàng thành lợi nhuận Amburime (2009) điều tra khả năng sinh ròng (Halil Emre, 2012). lời với dữ liệu bảng trong khoảng thời gian ROA = (Lợi nhuận ròng / Tổng tài sản) × 1980- 2006 tại Nigeria. Tác giả phát hiện ra 100% lãi suất cho vay thực, lạm phát, chính sách Do đó nhóm Tác giả chọn ROA là chỉ tiêu tiền tệ và tỷ giá hối đoái là yếu tố vĩ mô ảnh để đánh khả năng sinh lời của NHTM hưởng rõ ràng đến khả năng sinh lời. trong nghiên cứu này. Alper & Anbar (2011), nghiên cứu khả năng sinh lời của 10 NHTM ở Thổ Nhĩ Kỳ trong Số 242- Tháng 7. 2022- Tạp chí Khoa học & Đào tạo Ngân hàng 61
Các yếu tố ảnh hưởng đến khả năng sinh lời của các ngân hàng thương mại tại Việt Nam giai đoạn 2002- 2010, đã phát hiện quy mô từ báo cáo tài chính của 20 NHTM ở quốc ngân hàng ảnh hưởng tích cực đến khả năng gia trên. Kết quả chỉ ra rằng thu nhập lãi tác sinh lời. động cùng chiều với ROA, chi phí ngoài lãi Halil Emre (2012) xem xét yếu tố nội tại ngân tác động ngược chiều đến ROA, lãi suất thực hàng, đặc điểm ngành và yếu tố vĩ mô ảnh tác động cùng chiều với ROA hưởng khả năng sinh lời của 26 NHTM tại Nguyễn Thị Thanh Bình và cộng sự (2022) Thổ Nhĩ Kỳ từ năm 2005-2010. Kết quả cho đã sử dụng mô hình hồi quy OLS với biến thấy quy mô ngân hàng, rủi ro tín dụng, chi phụ thuộc là ROA và các biến độc lập là phí trên thu nhập, chỉ số Herfindahl (HHI) quy mô ngân hàng, chi phí hoạt động, tỷ cho tiền gửi và lạm phát có ý nghĩa thống kê lệ nợ xấu, tỷ lệ cho vay trên tiền gửi khách và quan hệ âm với ROA. hàng, tỷ lệ cho vay trên tổng tài sản, chỉ Suflan (2009) nghiên cứu hoạt động của 37 số giá tiêu dùng và hình thức sở hữu để ngân hàng tại Bangladesh trong giai đoạn đo lường các yếu tố ảnh hưởng đến khả từ 1997- 2004, cho thấy các yếu tố nội tại năng sinh lời của NHTM. Bộ dữ liệu được của ngân hàng, cụ thể là các khoản cho vay, nhóm tác giả thu thập trên cơ sở báo cáo rủi ro tín dụng và chi phí tác động tích cực tài chính được kiểm toán đã được công bố đáng kể đến khả năng sinh lời của ngân tại website của 24 NHTM niêm yết trên hàng. Trong thời gian nghiên cứu, tác giả sàn chứng khoán Việt Nam giai đoạn 2017- nhận thấy quy mô ngân hàng có tác động 2020. Kết quả định lượng cho thấy tỷ lệ nợ tiêu cực đến ROE nhưng tác động cùng xấu và lạm phát không có ý nghĩa thống kê. chiều với ROA. Các chỉ số kinh tế vĩ mô Quy mô ngân hàng có tác động thuận chiều không có tác động đáng kể đến lợi nhuận với ROA, tỷ lệ chi phí hoạt động, tỷ lệ cho của ngân hàng ngoại trừ lạm phát có mối vay trên tổng tài sản và hình thức sở hữu quan hệ ngược chiều với lợi nhuận. tác động ngược chiều với ROA. Andreas Dietrich & Gabrielle Wanzenried Lê Đồng Duy Trung (2020) nghiên cứu các (2014) sử dụng kỹ thuật ước lượng GMM để yếu tố ảnh hưởng đến khả năng sinh lời của phân tích lợi nhuận và các yếu tố ảnh hưởng 30 NHTM bao gồm 04 NHTM cổ phần có đến lợi nhuận của 372 NHTM Thuỵ Sĩ trong vốn nhà nước chi phối, 25 NHTM cổ phần giai đoạn từ 1999- 2009. Các yếu tố quyết tư nhân trong nước và 01 NHTM nước định lợi nhuận của NHTM ở Thuỵ Sĩ trong ngoài (ShinhanBank Việt Nam). Dữ liệu giai đoạn này bao gồm các yếu tố đặc trưng được thu thập từ báo cáo tài chính hàng ngành và các yếu tố kinh tế vĩ mô. năm của các NHTM trên trong giai đoạn Angela Roma (2013) đã nghiên cứu các yếu từ 2009-2017. Tác giả đã ước lượng các yếu tố ảnh hưởng đến khả năng sinh lời của tố ảnh hưởng đến cả ROA và ROE. Kết quả NHTM tại Romani trong giai đoạn 2003- ước lượng cho thấy quy mô tổng tài sản tác 2011. Kết quả của nghiên cứu cho thấy quy động dương đến ROA có ý nghĩa thống kê mô dư nợ, thu nhập ngoài lãi có tác động tại mức 1%, tuy nhiên tác động này không cùng chiều với ROA nhưng ROA không bị có ý nghĩa thống kê với ROE. Tỷ lệ vốn chủ ảnh hưởng bởi chi phí lãi. sở hữu tác động dương đến ROA nhưng tác Tomola Marshal Obamuyi (2013) nghiên động âm đến ROE, thu nhập lãi cận biên tác cứu các yếu tố ảnh hưởng đến khả năng sinh động dương đến cả ROA và ROE, tỷ lệ dư lời của các NHTM ở Nigeria trong khoảng nợ trên tiền gửi khách hàng tác động âm đến thời gian từ 2006- 2012. Tác giả đã sử dụng ROA nhưng không có ý nghĩa thống kê với mô hình FEM với bộ dữ liệu thu thập được ROE. Tỷ lệ chi phí dự phòng rủi ro tín dụng 62 Tạp chí Khoa học & Đào tạo Ngân hàng- Số 242- Tháng 7. 2022
NGUYỄN THANH PHƯƠNG - ĐẶNG THỊ LAN PHƯƠNG và tỷ lệ chi phí hoạt động tác động âm đến Nam giai đoạn 2006- 2015. Phân tích hồi cả ROA và ROE. Tỷ lệ tập trung thị trường quy bởi mô hình FEM đã được sử dụng. tác động âm tới ROA nhưng tác động dương Kết quả nghiên cứu cho thấy tỷ lệ dự phòng đến ROE. Tốc độ tăng trưởng cung tiền có rủi ro tín dụng trên cho vay, cho vay trên tác động dương đến ROA trong khi không tài sản có tác động cùng chiều với ROA, nợ có ý nghĩa thống kê với ROE. Tỷ lệ lạm phát xấu trên dư nợ cho vay có tác động ngược tác động dương đối với cả ROA và ROE. chiều với ROA, chi phí lãi trên nợ phải trả Nguyễn Thu Hiền (2017) đã tiến hành có quan hệ cùng chiều với ROA, thu nhập nghiên cứu các yếu tố đặc trưng xác định phi lãi trên tài sản có quan hệ cùng chiều khả năng sinh lời của NHMT Việt Nam với ROA, chi phí hoạt động trên thu nhập thông qua dữ liệu trong báo cáo tài chính có quan hệ ngược chiều với ROA. đã được kiểm toán của 11 NHTM Việt Tóm lại đã có nhiều nghiên cứu về các yếu Bảng 1. Tóm tắt tổng quan nghiên cứu về yếu tố ảnh hưởng đến khả năng sinh lời của ngân hàng thương mại Yếu tố Tác giả Hướng tác động Athanasoglou (2008) + Quy mô vốn chủ sở hữu Samy Ben Naceur (2003) + (Vốn chủ sở hữu/ Tổng tài sản) Alper và Anbar (2011) Không ảnh hưởng Paolo Saona (2011) - Alper và Anbar (2011) + Quy mô ngân hàng Athanasoglou (2008) - (Log(Tài sản thực)) Halil Emre (2012) - Chi phí ngoài lãi Athanasoglou (2006) - (Tổng chi phí ngoài lãi/ Tổng tài sản) Andreas Dietrich (2011) - Thanh khoản Kosmudou (2008) - (Dư nợ cho vay/ Tiền gửi ngắn hạn) Brouke (1989) + Kosmudou (2008) - Rủi ro tín dụng Halil (2012) - (Dư phòng rủi ro/ Tổng dư nợ) Suflan (2009) + Tiền gửi Aburime (2009) Không ảnh hưởng Andreas Dietrich (2011) + Suflan (2009) + Dư nợ cho vay Angela Roman (2013) + (Dư nợ cho vay/ Tổng tài sản) Alper và Anbar (2011) + Thu nhập lãi Alper và Anbar (2011) Không ảnh hưởng (Thu nhập lãi/ Tổng thu nhập) Andreas Dietrich (2011) + Thu nhập ngoài lãi Angela Roman (2013) + (Thu nhập ngoài lãi/ Tổng thu nhập) Alper và Anbar (2011) + Số 242- Tháng 7. 2022- Tạp chí Khoa học & Đào tạo Ngân hàng 63
Các yếu tố ảnh hưởng đến khả năng sinh lời của các ngân hàng thương mại tại Việt Nam Yếu tố Tác giả Hướng tác động Chi phí lãi Andreas Dietrich (2011) + (Chi phí lãi/ Tổng tiền gửi) Angela Roman (2013) Không ảnh hưởng Hassan (2002) - Thuế Demigruc-kunt & Harry Huizinga (1999) + Tomola Marshal Obamuyi (2013) + Lãi suất thực Alper và Anbar (2011) + Kosmudou (2008) + Tăng trưởng GDP Halil Emre (2012) - Kosmudou (2008) Lạm phát Halil Emre (2012) - Athanasoglou (2008) + Nguồn: Nhóm tác giả tổng hợp tố ảnh hưởng đến khả năng sinh lời của các sự liên hệ và độ nhạy của các yếu tố (biến NHTM, bao gồm cả các nghiên cứu trong độc lập) tác động lên khả năng sinh lời của nước. Nhóm Tác giả tổng quan các nghiên ngân hàng theo công thức: cứu chính (Bảng 1) làm cơ sở cho đề xuất mô hình nghiên cứu đối với các NHTM Việt Nam, và lựa chọn ROA là chỉ tiêu đại diện cho khả năng sinh lời. Nghiên cứu của Trong đó: Yit là biến phụ thuộc đại diện cho nhóm tác giả có sự khác biệt về phạm vi khả năng sinh lời của ngân hàng thứ i với nghiên cứu (thời gian nghiên cứu và không i = 1,2, 3,…,15 tại thời điểm t với t= 2014, gian nghiên cứu) so với các nghiên cứu đã 2015,…,2020. được thực hiện. Các biến độc lập của mô hình nghiên cứu được mô tả trong Bảng 2. 3. Mô hình và phương pháp nghiên cứu Mô hình nghiên cứu đề xuất: ROAit = α + β1EAit + β2SIZEit + β3EMit 3.1. Mô hình nghiên cứu + β4LDRit + β5CRit + β6GFDit + β7NIMit + β8NIIit + β9LAit + β10ICit + β11TAXit + Dựa trên các mô hình nghiên cứu đã được β12RLRit + β13GDPit + β14INFit + εit triển khai cùng với việc ứng dụng mô hình hồi quy tuyến tính đa bội, tác giả xác định 3.2. Phương pháp nghiên cứu Bảng 2. Tổng hợp các biến độc lập của mô hình và kỳ vọng tác động đến ROA Ký hiệu Kỳ Tên biến biến Đo lường vọng Nguồn tham khảo Samy Ben Naceur (2003), Quy mô vốn chủ sở hữu EA = Vốn chủ sở hữu/ Tổng tài EA + Alper và Anbar (2011), của ngân hàng (Capital) sản Paolo Saona (2011) Alper và Anbar (2011), Quy mô ngân hàng SIZE Log (Tổng tài sản) + Athanasoglou (2008), Halil (Bank Size) Emre (2012) 64 Tạp chí Khoa học & Đào tạo Ngân hàng- Số 242- Tháng 7. 2022
NGUYỄN THANH PHƯƠNG - ĐẶNG THỊ LAN PHƯƠNG Ký hiệu Kỳ Tên biến biến Đo lường vọng Nguồn tham khảo Chi phí quản lý Athanasoglou (2008) EM EM = Chi phí quản lý/ Tổng tài sản - (Expenses Management) Rủi ro thanh khoản Kosmudou (2008), Brouke LDR LDR = Dư nợ/ Tổng tiền gửi + (Liquidity Risk) (1989) Rủi ro tín dụng (Credit CR = Dư phòng rủi ro tín dụng/ Kosmudou (2008), Halil CR - Risk) Tổng dư nợ (2012), Suflan (2009) Tăng trưởng tiền gửi GFD = Tiền gửi năm nay - Tiền gửi Kosmudou (2008) hàng năm (Yearly GFD - năm trước/ Tiền gửi năm trước growth of deposit Thu nhập lãi thuần (Net NIM = (Thu nhập lãi - Chi phí lãi)/ NIM + Lê Đồng Duy Trung (2020) Interest Margin) Tài sản có sinh lãi Thu nhập ngoài lãi thuần NII = (Thu nhập ngoài lãi - Chi phí NII + Nhóm tác giả đề xuất (Non-Interest Income) ngoài lãi)/ Tổng tài sản Dư nợ cho vay/ Tổng tài Angela Roman (2013), sản (Total Debt to total LA LA = Dư nợ cho vay/ Tổng tài sản + Alper và Anbar (2011), assest Ratio) Suflan (2009) Andreas Dietrich (2011), Chi phí lãi (Interets Cost) IC IC = Chi phí lãi/ Tổng tiền gửi - Angela Roman (2013) TAX = Tổng thuế thu nhập ngân Hassan (2002) Thuế (Tax) TAX - hàng/ Tổng lợi nhuận trước thuế Lãi suất cho vay (Interest Tomola Marshal Obamuyi RLR Lãi suất cho vay thực + Rate) (2013) Tăng trưởng GDP (GDP GDP = (GDP năm nay - GDP năm GDP + Alper và Anbar (2011) Growth trước/ GDP năm trước INF = (Chỉ số giá năm nay- Chỉ số Halil Emre (2012) Lạm phát INF giá năm trước)/ Chỉ số giá năm - trước Nguồn: Tổng hợp của nhóm Tác giả 3.2.1. Dữ liệu nhằm kiểm tra giá trị trung bình, độ lệch của Nghiên cứu được thực hiện với bộ dữ các giá trị đối với giá trị trung bình của từng liệu thu thập trong giai đoạn 2014- 2020 biến độc lập. Phương pháp ước tính sơ bộ vấn của 15 NHTM Việt Nam gồm: An Bình, đề tương quan giữa biến độc lập và biến phụ Á Châu, Đầu tư và Phát triển Việt Nam, thuộc trong mô hình. Ứng dụng các mô hình Công thương Việt Nam, Xuất nhập khẩu tĩnh như mô hình bình phương bé nhất (OLS), Việt Nam, Phát triển Thành phố Hồ Chí mô hình tác động cố định (FEM) và mô hình Minh, Liên Việt, Quân Đội, Phương Đông, tác động ngẫu nhiên (REM) để xem xét các Sài Gòn- Hà Nội, Sài Gòn Thương Tín, Kỹ yếu tố ảnh hưởng. Đồng thời nhóm tác giả sử thương Việt Nam, Ngoại thương Việt Nam, dụng các kiểm định Likelihood và Hausman Quốc tế, Việt Nam Thịnh Vượng. cho tính phù hợp của các mô hình tĩnh, kiểm Bộ dữ liệu được thu thập từ báo cáo thường định Durbin- Watson (D-W) cho hiện tương niên của các NHTM trên tại website chính tự tương quan và kiểm định phương sai thay thức của mỗi ngân hàng và dữ liệu được đổi để có biện pháp khắc phục mô hình đã chiết xuất từ phần mềm FiinPro của Công chọn giúp kết quả hồi quy đáng tin cậy hơn. ty chứng khoán MB. Thông qua mức ý nghĩa và hệ số hồi quy riêng của các yếu tố trong mô hình, xác định 3.2.2. Phương pháp xử lý dữ liệu được mức độ tác động của từng yếu tố đến Các phương pháp phân tích thống kê mô tả khả năng sinh lời của NHTM. Số 242- Tháng 7. 2022- Tạp chí Khoa học & Đào tạo Ngân hàng 65
Các yếu tố ảnh hưởng đến khả năng sinh lời của các ngân hàng thương mại tại Việt Nam Bảng 3. Thống kê mô tả các biến số Biến Số quan sát Giá trị trung bình Độ lệch chuẩn Giá trị nhỏ nhất Giá trị lớn nhất ROA 105 0,0097789 0,0065117 0,0002411 0,0286223 EA 105 0,0781516 0,0236631 0,0406177 0,1697322 SIZE 105 14,42108 0,3741558 13,59212 15,1809 EM 105 0,0176009 0,0048424 0,0096095 0,0328927 LDR 105 0,8947619 0,157737 0,53 1,37 CR 105 0,0111921 0,0026398 0,0069483 0,020605 GFD 105 0,1481745 0,113404 -0,2531426 0,5761144 NIM 105 0,0345714 0,0148083 0,02 0,09 NII 105 0,0077229 0,0051071 -0,0012265 0,0266231 LA 105 0,7173373 0,0736587 0,5010082 0,8476699 IC 105 0,0472602 0,0101608 0,0277477 0,078775 TAX 105 0,2104692 0,0390163 0,0359478 0,4854458 GDP 105 0,0609857 0,0136138 0,0291 0,0708 INF 105 0,0276 0,0124277 0,0063 0,0474 Nguồn: Kết quả chạy dữ liệu Stata15 4. Kết quả nghiên cứu và thảo luận chiếm 1,76% tổng tài sản trung bình của ngân hàng. Biến IC với mức chi phí lãi 4.1. Thống kê mô tả trung bình chiếm 4,73% trên tổng tiền gửi huy động trung bình, mức chi phí lãi tương ROA bình quân của 15 NHTM là 0,98%, đối cao so với tổng tiền gửi ngân hàng. độ lệch chuẩn là 0,65% xoay quanh giá trị Biến GFD và biến LA lần lượt thể hiện trung bình cho thấy mức chênh lệch về khả tốc độ tăng trưởng tiền gửi hàng năm của năng sinh lời giữa các ngân hàng là không ngân hàng và tỷ lệ dư nợ cho vay trên tổng đáng kể. Tuy nhiên, cá biệt có ngân hàng có tài sản của ngân hàng. Tốc độ tăng trưởng ROA= 0,024% (Sacombank năm 2014) và tiền gửi trung bình hàng năm 14,82%, độ ngân hàng có ROA lên tới 2,86% (NHTM lệch chuẩn 11,3% và khoảng biến thiên từ cổ phần Kỹ Thương vào năm 2020). Biến -25,3% đến 57,6% thể hiện mức độ biến CR với giá trị trung bình là 1,11% hàm ý là động lớn giữa các ngân hàng. Dư nợ trung tổng khoản dự phòng tín dụng trung bình bình chiếm 71,73% tổng tài sản trung bình chiếm khoảng 0,0111 tổng dư nợ trung bình của NHTM. Biến NII có giá trị trung bình của chúng. Biến LDR với mức trung bình 0,77% cho thấy thu nhập ngoài lãi thuần có là 89,48% thể hiện với ngân hàng cho vay một tỷ trọng khá nhỏ so với tổng tài sản của 0,8948 đồng trên mỗi đồng tiền gửi. Biến ngân hàng. Ngược lại với thu nhập ngoài lãi EA thể hiện giá trị vốn chủ sở hữu trung thuần thì thu nhập lãi thuần (NIM) có giá bình chiếm 7,82% tổng tài sản trung bình trị trung bình là 3,46% thể hiện yếu tố này của các NHTM- một tỷ lệ nhỏ so với tổng chiếm mức cao hơn thu nhập ngoài lãi thuần tài sản. Biến EM có giá trị trung bình là so với tổng tài sản sinh lời. Biến SIZE với 1,76% thể hiện chi phí quản lý trung bình giá trị trung bình là 14,42 với khoảng biến 66 Tạp chí Khoa học & Đào tạo Ngân hàng- Số 242- Tháng 7. 2022
Bảng 4. Phân tích tương quan ROA EA SIZE EM LDR CR GFD NIM NII LA FC TAX GDP INF ROA 1,00 EA 0,586* 1,00 SIZE 0,252* -0,309* 1,00 EM -0,466* 0,432* -0,298* 1,00 LDR 0,468* 0,071 0,279* 0,244* 1,00 CR -0,323* -0,038 0,255* 0,164 0,0081 1,00 GFD 0,.101 -0,131 0,038 -0,004 0,0752 -0,028 1,00 NIM 0,703* 0,436* 0,010 0,080 0,0940 0,227* 0,072 1,00 NII 0,741* 0,105* 0,195* 0,063 0,2427* 0,144 0, 023 0,409* 1,00 LA 0,252* -0,291* 0,565* -0,002 0,0630 -0,147 -0,075 -0,182 -0,003 1,00 IC 0,088 -0,092 -0,085 0,186 0,0526 -0,001 -0,157 0,368* -0,005 0,086 1,00 TAX -0,285* 0,010 -0,026 0,091 0,198* 0,108 -0,056 0,079 0,002 -0,153 -0,018 1,00 GDP -0,155 -0,119 -0,131 0,074 -0,086 -0,053 -0,069 -0,059 -0,148 -0,123 0,042 -0,031 1,00 INF 0,101 -0,122 0,102 0,030 0,170 -0,045 0,226* 0,033 0,118 0,154 0,059 -0,044 0,154 1,00 * Thể hiện quan hệ tương quan Nguồn: Xử lý dữ liệu bằng phần mềm Stata 15 Bảng 5. Kiểm định hiện tượng đa cộng tuyến NIM EM LA LDR SIZE EA NII IC CR GFD INF GDP TAX VIF 4,73 4,29 2,79 2,67 2,62 2,47 1,92 1,83 1,32 1,29 1,19 1,15 1,14 1/VIF 0, 211205 0,233185 0,358632 0,374984 0,381402 0,404875 0,521296 0,546108 0,758176 0,776180 0,839824 0,871981 0,878983 Nguồn: Xử lý dữ liệu bằng phần mềm Stata 15 NGUYỄN THANH PHƯƠNG - ĐẶNG THỊ LAN PHƯƠNG Số 242- Tháng 7. 2022- Tạp chí Khoa học & Đào tạo Ngân hàng 67
Các yếu tố ảnh hưởng đến khả năng sinh lời của các ngân hàng thương mại tại Việt Nam thiên 13,59 đến 15,81 cho thấy quy mô tổng Để đảm bảo tính chính xác của các ước tài sản không tương đồng giữa các ngân lượng trong mô hình, kiểm định hiện tượng hàng. Biến TAX trong khoảng thời gian từ đa cộng tuyến đã được thực hiện bằng cách 2014- 2020 thì tổng thuế trung bình phải sử dụng hệ số phóng đại phương sai VIF. nộp chiếm 21,05% lợi nhuận trước thuế. Kết quả tính toán hệ số phóng đại phương sai cho thấy tất cả các biến trong mô hình đều 4.2. Phân tích tương quan thỏa mãn với VIF< 10. Do đó các biến này sẽ được sử dụng để chạy mô hình hồi quy. Căn cứ vào hệ số tương quan Pearson trên bảng ma trận hệ số tương quan cho thấy, 4.4. Kết quả hồi quy ROA có mối quan hệ tương quan cùng chiều có ý nghĩa thống kê với EA, SIZE, LDR, Kết quả ước lượng OLS, FEM và REM cho NIM, NII, LA với giá trị lần lượt là 0,586; ra những biến số khác nhau cũng như mức 0,252; 0,486; 0,703; 0,741 và 0,252. Tuy độ ảnh hưởng khác nhau của các biến số nhiên ROA lại có mối quan hệ tương quan đến ROA của các NHTM. Các kiểm định ngược chiều với EM, CR và TAX với hệ số được sử dụng để lựa chọn mô hình ước tương quan lần lượt là 0,466; 0,323 và 0,285. lượng phù hợp nhất. Kết quả ước lượng mô hình theo phương pháp REM có giá trị 4.3. Kiểm định hiện tượng đa cộng tuyến Wald- Chi2 có p-value< 0,05 cho thấy mô Bảng 6. Kết quả hồi quy VARIABLES Pool OLS FEM REM Hiệu chỉnh EA 0,0521*** 0,0921*** 0,0725*** 0,0921*** (0,0183) (0,0180) (0,0180) (0,00390) SIZE 0,00152 0,00744*** 0,00254* 0,00744** (0,00119) (0,00278) (0,00147) (0,00343) EM -0,230* -0, 411** -0,214* -0,411*** (0,118) (0,161) (0,129) (0,0596) LDR 0,00526* 0,00410 0,00548* 0,00410** (0,00286) (0,00384) (0,00321) (0,00166) CR -0,371*** -0,349*** -0,386*** -0,349*** (0,120) (0,119) (0,116) (0,0637) GFD 0,00178 -0,000100 0,000869 -0,000100 (0,00276) (0,00233) (0,00249) (0,00123) NIM 0,239*** 0,152*** 0,203*** 0,152*** (0,0405) (0,0439) (0,0421) (0,0238) NII 0,578*** 0,478*** 0,564*** 0,478*** (0,0748) (0,0808) (0,0755) (0,0211) LA 0,00509 0,00885 0,00120 0,00885*** (0,00626) (0,00779) (0,00673) (0,00281) 68 Tạp chí Khoa học & Đào tạo Ngân hàng- Số 242- Tháng 7. 2022
NGUYỄN THANH PHƯƠNG - ĐẶNG THỊ LAN PHƯƠNG IC -0,0449 0,0394 0,00148 0,0394 (0,0367) (0,0492) (0,0402) (0,0408) TAX -0,0156** -0,0104* -0,0129* -0,0104*** (0,00754) (0,00601) (0,00669) (0,00147) GDP -0,00706 0,0231 -0,00154 0,0231 (0,0217) (0,0189) (0,0191) (0,0142) INF 0,0127 -0,000434 0,0111 -0,000434 (0,0242) (0,0194) (0,0212) (0,00982) Constant -0,0166 -0,114*** -0,0376* -0,114** (0,0166) (0,0389) (0,0204) (0,0468) Observations 105 105 105 105 R-squared 0,837 0,839 0,808 Number of name 15 15 Number of groups 15 Prob>F/Prob>Wald Chi 2 0,000 0,000 0,000 0,000 Hausman Prob>chi2 0,000 Modified Wald test Prob>chi2 0,000 Wooldridge test Prob> F 0,000 *** p
Các yếu tố ảnh hưởng đến khả năng sinh lời của các ngân hàng thương mại tại Việt Nam Điều này cho thấy khi các khoản chi phí lượng của các khoản nợ là điều kiện để tăng hoạt động của ngân hàng gia tăng thì khả thu nhập từ lãi và tăng ROA. Kết quả này năng sinh lợi của NHTM giảm. Kết quả phù hợp với kết quả nghiên cứu của Angela này phù hợp với thực tế và kết quả nghiên Roman (2013), Alper & Anbar (2011). cứu của Athanasoglou (2008) và Andreas Biến LDR có ảnh hưởng thuận chiều, có ý Dietrich (2011), vì lợi nhuận và chi phí là hai nghĩa thống kê với ROA của các NHTM đại lượng biến thiên ngược chiều nhau. giai đoạn 2014-2020. Điều này cho thấy Biến CR có ảnh hưởng ngược chiều có ý tương quan tỷ lệ thuận giữa rủi ro thanh nghĩa thống kê với ROA của các NHTM khoản và tỷ lệ sinh lời dự tính. Một NHTM Việt Nam giai đoạn 2014- 2020. Rõ ràng sử dụng quá nhiều nguồn vốn huy động để khi rủi ro tín dụng gia tăng, dự phòng rủi cho vay sẽ làm giảm quy mô của ngân quỹ ro tín dụng của các NHTM cũng tăng lên. do phải cắt giảm dự trữ đảm bảo khả năng Chi phí dự phòng rủi ro tín dụng tăng làm thanh toán để tămg dư nợ cho vay. Dư nợ giảm lợi nhuận kéo theo ROA giảm. Kết tăng là một trong những điều kiện để ngân quả chạy mô hình phù hợp với thực tế hoạt hàng gia tăng thu nhập từ lãi nhưng ngân động của các NHTM. Kết quả này phù hợp quỹ giảm làm ngân hàng đối mặt với rủi với kết quả nghiên cứu của Halil (2012), ro thanh khoản cao hơn. Kết quả này phù Suflan (2009). hợp với kết quả nghiên cứu của Kosmudou Biến NIM có ảnh hưởng thuận chiều có ý (2008), Brouke (1989). nghĩa thống kê với ROA của các NHTM Biến TAX có ảnh hưởng ngược chiều có ý Việt Nam giai đoạn 2014-2020. Khi thu nghĩa thống kê với ROA của các NHTM. nhập lãi thuần của các NHTM tăng lên thì Giả định thu nhập trước thuế không thay đổi tổng thu nhập của NHTM cũng sẽ tăng lên hoặc tốc độ tăng thuế thu nhập doanh nghiệp (ở Việt Nam, thu nhập lãi thuần là nguồn thu lớn hơn tốc độ tăng trưởng của thu nhập chủ yếu của các NHTM). Thu nhập tăng với trước thuế thì ROA của NHTM sẽ giảm. Kết giả định chi phí hoạt động không thay đổi quả này phù hợp với kết quả nghiên cứu của hoặc tốc độ tăng của thu nhập lớn hơn tốc Tomola Marshal Obamuyi (2013). độ tăng của chi phí và tỷ lệ thuế nhu nhập doanh nghiệp không thay đổi sẽ làm ROA 5. Một số khuyến nghị nhằm nâng cao tăng lên. Kết quả này phù hợp với kết quả khả năng sinh lời của các ngân hàng nghiên cứu của Andreas Dietrich (2011). thương mại Việt Nam Biến NII có ảnh hưởng thuận chiều có ý nghĩa thống kê với ROA của các NHTM Từ kết quả chạy hồi quy cho thấy, khả năng Việt Nam giai đoạn 2014-2020. Rõ ràng sinh lời có mối tương quan thuận chiều với khi các khoản thu nhập ngoài lãi (nguồn quy mô tài sản của ngân hàng, quy mô vốn thu nhập đến từ phí của các dịch vụ phi chủ sở hữu, rủi ro thanh khoản, thu nhập tín dụng) tăng lên thì ROA của ngân hàng lãi và thu nhập ngoài lãi. Trong khi đó, khả cũng sẽ tăng. Kết quả này phù hợp với kết năng sinh lời của ngân hàng có mối tương quả nghiên cứu của Angela Roman (2013) quan ngược chiều với chi phí quản lý, rủi và Alper & Anbar (2011). ro tín dụng và thuế. Kết quả trên là cơ sở để Biến LA có ảnh hưởng thuận chiều, có ý đề xuất một số khuyến nghị sau: nghĩa thống kê với ROA của các NHTM Việt Nam giai đoạn 2014- 2020. Quy mô dư nợ 5.1. Khuyến nghị đối với các ngân hàng cho vay tăng và ngân hàng quản lý tốt chất thương mại 70 Tạp chí Khoa học & Đào tạo Ngân hàng- Số 242- Tháng 7. 2022
NGUYỄN THANH PHƯƠNG - ĐẶNG THỊ LAN PHƯƠNG Thứ nhất, các NHTM cần tiếp tục quan dụng, đầu tư hệ thống công nghệ hạ tầng, tâm về kế hoạch tăng vốn tự có phù hợp nâng cao chất lượng nguồn nhân lực… Bên với tình hình thực tế của mỗi ngân hàng. cạnh đó, mỗi NHTM cần chú ý việc cân đối Đây cũng là mục tiêu quan trọng của các mức giá, phí sản phẩm, dịch vụ hợp lý với NHTM để đảm bảo tỷ lệ an toàn vốn tiếu mặt bằng chung của Ngành để tránh làm thiểu CAR theo Thông tư 41/2016/ TT- mất lòng tin của khách hàng, giữ vững thị NHNN ngày 30/12/2016 quy định về tỷ lệ phần của ngân hàng. an toàn vốn đối với ngân hàng, chi nhánh Thứ năm, các NHTM cần tiếp tục tăng ngân hàng nước ngoài. cường quản trị rủi ro tín dụng. Trong mô Thứ hai, các NHTM cần quan tâm tới các hình chi phí dự phòng rủi ro đối với các giải pháp gia tăng quy mô và chất lượng tài khoản cho vay có tác động âm đến khả sản, đặc biệt là các tài sản có sinh lãi. Các năng sinh lời của NHTM. Như vậy chi tài sản có sinh lãi là cơ sở của nguồn thu từ phí dự phòng càng giảm thì lợi nhuận của lãi. Đây là nguồn thu quan trọng nhất của ngân hàng càng gia tăng. Để giảm chi phí hầu hết các NHTM ở Việt Nam hiện nay. dự phòng, mỗi ngân hàng cần nghiêm túc Mỗi ngân hàng cần chú trọng việc tính toán thực hiện các nội dung thẩm định tín dụng, và thiết lập một danh mục tài sản có tối ưu nguyên tắc ba vòng kiểm soát tín dụng, theo từng mục tiêu cụ thể trong các thời kỳ quản lý chặt các khoản cho vay. khác nhau. Thứ ba, các NHTM cần tăng cường quản 5.2. Một số khuyến nghị với Chính phủ và trị chi phí quản lý. Để tăng lợi nhuận, ngoài Ngân hàng Nhà nước việc tăng doanh thu qua tăng quy mô tài sản thì cần có kế hoạch cắt giảm chi phí hợp Thứ nhất, Chính phủ quản lý hệ thống ngân lý, như Quyết định 123/QĐ-NHNN ngày hàng một cách hợp lý thông qua việc tiếp 28/01/2022 về thực hành tiết kiệm chống tục triển khai Đề án tái cơ cấu hệ thống lãng phí trong hoạt động của các NHTM ngân hàng. Chính phủ cần tiếp tục có đã đề cập đến các chỉ tiêu và giải pháp tiết những biện pháp khuyến khích các ngân kiệm như: tiết kiệm điện, nước, điện thoại, hàng yếu kém sáp nhập vào ngân hàng có văn phòng phẩm, sách báo, tạp chí, phương khả năng tài chính lành mạnh và quản trị tiện đi lại, hạn chế tối đa tổ chức hội nghị, tốt để tăng hiệu quả hoạt động của hệ thống hội thảo, khánh tiết… ngân hàng. Thứ tư, các NHTM cần tăng thu nhập lãi Thứ hai, Chính phủ cần hỗ trợ để các và thu ngoài lãi. Kết quả nghiên cứu cho NHTM có cơ hội mở rộng quy mô hoạt thấy, hai biến này có tác động dương và động, đa dạng hóa các dịch vụ tăng hiệu khá lớn đến ROA. Để tăng thu nhập từ lãi, quả kinh doanh, đặc biệt trong quá trình mỗi NHTM cần chú trọng việc quản lý các hội nhập kinh tế thế giới và cộng đồng kinh khoản dư nợ, kiểm soát chặt chẽ sau giải tế ASEAN, cho phép tự do hóa lưu chuyển ngân để đảm bảo chất lượng của các khoản lao động, vốn và hàng hóa, phát triển thị nợ. Mỗi cán bộ tín dụng cần phối hợp chặt trường thu hút vốn đầu tư nước ngoài chẽ với khách hàng để cùng tháo gỡ những nhanh chóng. khó khăn để đảm bảo nguồn trả nợ của Thứ ba, Ngân hàng Nhà nước tiếp tục thực khách hàng. Để tăng thu nhập ngoài lãi, hiện thanh tra, rà soát hoạt động tín dụng, các ngân hàng cần chú trọng về chiến lược việc trích lập dự phòng của các NHTM nghiên cứu và phát triển các dịch vụ phi tín nhằm đảm bảo chất lượng tín dụng, giảm Số 242- Tháng 7. 2022- Tạp chí Khoa học & Đào tạo Ngân hàng 71
Các yếu tố ảnh hưởng đến khả năng sinh lời của các ngân hàng thương mại tại Việt Nam thiểu rủi ro, giữ khả năng thanh khoản của phát sinh. ■ ngân hàng và kịp thời tháo gỡ các vấn đề Tài liệu tham khảo Amburime (2009), Determinants of Bank Profitability: Company Level Evidence from Nigeria, Online at Science Direct. Alper and Anbar (2011), Bank Specific, Macroeconomic Determinants of Commercial Bank Profitability: Empirical Evidence from Turkey, Business and Economics Research Journal, Volume 2, Number 2, 2011, pp 139-152 Andreas Dietrich (2011), Determinants of bank profitability before and during the crisis: Evidence from Switzerland, Journal of International Financial Markets, Institutions and Money, Volume 21, issue 3, 2011, pp 307-327 Andreas Dietrich, Gbarielle Wanzenried (2014), The determinants of commercial banking profitability in low-, middle-, and high-income countries, The Quarterly review of economics and finance., vol 54, issue 3, 2014, pp 337-354 Angela Roman (2013), An Empirical Analysis Of The Determinants Of Bank Profitability In Romania, Annales Universitatis Apulensis Series Oeconomica, vol 2, issue 15, 23, 2013 Arun and Turner (2004), Corporate Governance of Banks in Developing Economics : concepts and issues, An international Review, vol 12, issue 3, pp 371-377 Athanasoglou (2008),Bank Specific, Industry – Specific and Macroeconomic Determinants of bank profitability, Journal of International Financial Markets Institutions and money, 2008, pp 121-136 Báo cáo tài chính của 15 NHTM năm 2014, 2015, 2016, 2017, 2018, 2019, 2020 Banking profitability and Performance Management (2011) Online at www.pwc.com Brouke (1989), Concentration and Other Determinants of Bank Profitability in Europe, North America and Australia, Journal of Banking and Finance, Volume 13, issues 1, 1989, pp 65-79 Nguyễn Thị Thanh Bình và cộng sự (2022), “Các nhân tố ảnh hưởng đến hiệu quả hoạt động của ngân hàng thương mại giai đoạn 2017-2020)” Tap chí tài chính, kỳ 1 tháng 12/2021 Daft (2008), The leadership experience, 4ed. United State of America: South- Western Demigruc-kunt & Harry Huizinga (1999), Determinants of commercial bank Interest Margins and Profitabilit: some international Evidence, The world bank economic review, Vol.13, No 2, 1999, pp 379-408 European Central Bank (2011), Beyond ROE, How to measure Bank Performace, https://www.ecb.europa.eu/pub/pdf/ other/beyondroehowtomeasurebankperformance201009en.pdf Flamini, Calvin Mc Donald, Liliana Schumacher (2009), The determinants of commercial bankProfitability in Sub- Saharan Africa, IMF Working Paper, Volume 2, issue 015, 2009, pp 32 Fotios Pasiouras, Kyriaki Kosmidou (2007), Factors influencing the profitability of domestic and foreign commercial banks in European Union, Research in International Bussiness and Finance, Volume 21, issue 2, 2007, pp 22-237 Halil Emre (2012), Determinants Of Bank Profitability: An Investigation On Turkish Banking, Sector.https://www. semanticscholar.org/paper/DETERMINANTS-OF-BANKPROFITABILITY-%3A-AN-ON-TURKISH-Görevlisi/52 a812afc350e4b2a8f901ab84e63a31fd634b0c Hassan (2002), Determinants of Islamic Banking Profitability, Online at ScienceDirect, Procedia Economics and Finace 20 (2015), pp 518-524 Nguyễn Thị Thu Hiền (2017), “Các yếu tố đặc trưng xác định khả năng sinh lời của các ngân hàng thương mại Việt Nam”, Tạp chí Công thương số tháng 7/2017 KPMG (2019), Khảo sát ngành ngân hàng Việt Nam năm 2019. Kosmudou (2008), The determinants of banks’s profits in Greece during the period of EU financial integration, Managerial Finance, Vol 34 Iss 3 pp. 146-159. Moussa Moukhtar Moussa (2012), Bank-Specific and Macroeconomic Determinants of Bank Profitability: Case of Turkey, http://i-rep.emu.edu.tr:8080/xmlui/handle/11129/97 Ngân hàng Nhà nước (2022), QĐ 123/QĐ-NHNN ngày 28/1/2022 Ngân hàng Nhà nước (2016), TT 41/2016/TT-NHNN ngày 30/12/2016 Paolo Saona (2011), Determinants of profitability of the US Banking Industry, International Journal of Business and Social Science, vol.2 No.2; December 2011 Samy Ben Naceur (2003), The determinants of the Tunisian Banking Industry Profitability: Panel Evidence, , http://www. mafhoum.com/press6/174E11.pdf Suflan (2009), Determinants of bank profitability in a developing economy: Empirical evidence from Bangladesh, Journal of Business Economics and Management, Volume10, Issue3, pp 207-217 Tomola Marshal Obamuyi (2013), Determinants of banks’ profitability in a developing economy evidence from Nigeria, Organizations and Markets in emerging economies, , vol.4, No.2, 2013, pp 97-111 Lê Đồng Duy Trung (2020), “Các nhân tố tác động tới khả năng sinh lời của ngân hàng thương mại tại Việt Nam: Tiếp cận theo mô hình thực nghiệm động”,Tạp chí ngân hàng số tháng 12/2020 World Bank for Lending interest rate: http://data.worldbank.org/indicator 72 Tạp chí Khoa học & Đào tạo Ngân hàng- Số 242- Tháng 7. 2022