Vài Phút Quảng Cáo Sản Phẩm
ẢNH HƯỞNG CỦA CẤU TRÚC VỐN ĐẾN TỶ SUẤT LỢI NHUẬN RÒNG BIÊN TẠI CÁC NGÂN HÀNG THƯƠNG MẠI VIỆT NAM
Mọi ý kiến đóng góp xin gửi vào hòm thư: [email protected]
Tổng hợp các đề cương đại học hiện có của Đại Học Hàng Hải: Đề Cương VIMARU
Kéo xuống để Tải ngay đề cương bản PDF đầy đủ: Sau “mục lục” và “bản xem trước”
(Nếu là đề cương nhiều công thức nên mọi người nên tải về để xem tránh mất công thức)
Đề cương liên quan: Truyền dẫn của chính sách tiền tệ đến tăng trưởng kinh tế ở Việt Nam
Mục Lục
Tải ngay đề cương bản PDF tại đây: ẢNH HƯỞNG CỦA CẤU TRÚC VỐN ĐẾN TỶ SUẤT LỢI NHUẬN RÒNG BIÊN TẠI CÁC NGÂN HÀNG THƯƠNG MẠI VIỆT NAM
Ảnh hưởng của cấu trúc . . .
ẢNH HƯỞNG CỦA CẤU TRÚC VỐN ĐẾN TỶ SUẤT LỢI NHUẬN RÒNG BIÊN TẠI CÁC NGÂN HÀNG THƯƠNG MẠI VIỆT NAM
IMPACT OF CAPITAL STRUCTURE ON THE NET INTEREST MARGIN OF THE COMMERCIAL BANK IN VIETNAM
TÓM TẮT
Bài viết này xem xét tác động c̉a cơ cấu vốn đến tỷ suất lợi nhuận ròng biên tại các ngân hàng thương mại (NHTM) tại Việt Nam. Số liệu sử dụng cho nghiên cứu được thu thập từ báo cáo tài ch́nh c̉a 19 NHTM Việt Nam giai đoạn 2007 – 2014. Ngoài ra nghiên cứu còn sử dụng tỷ lệ tăng trưởng GDP và tỷ lệ lạm phát được thống kê c̉a World Bank. Nghiên cứu áp dụng các phương pháp h̀i quy trên dữ liệu bảng. Bao g̀m: phương pháp OLS, Fixed effects model (FEM) và Random effects model (REM). Sau đó, nghiên cứu áp dụng phương pháp b̀nh phương bé nhất tổng quát khả thi (Feasible General Least Square – FGLS) để đảm bảo tính vững và hiệu quả của mô hình nghiên cứu. Kết quả nghiên cứu cho thấy tỷ lệ vốn ch̉ sở hữu trên
tổng tài sản (CAPi,t ), tỷ lệ cho vay trên tổng tài sản (LOANi,t ), tỷ lệ lạm phát hàng năm (CPIt ) và tỷ lệ tăng trưởng GDP hàng năm (GDPt ) tác
động có ý nghĩa đến tỷ suất lợi nhuận ròng biên c̉a NHTM Việt Nam.
Từ khóa: cấu trúc vốn, tỷ suất lợi nhuận ròng biên, ngân hàng thương mại, Việt Nam
Đoàn Thị Thu Trang(*)
ABSTRACT
This paper examines the impact of capital structure on the net interest margin of the Commercial bank in Vietnam. The data used for the research were collected from the inancial reports of 19 Commercial bank in Vietnam during the period 2007-2014. In addition the research also use the economic growth rate (GDP) and the inlation rate (CPIt ) were the World Bank’s statistics. The research applies the panel data regression models, including the OLS Model, the Fixed Effect Model (FEM) and the Random Effect Model (REM). Next, the research employs the Feasible Generalized Least Squares (FGLS) technique to ensure the viability and effectiveness of the research model. The research result shows that the capital to assets ratio (CAPi,t ). The loans to assets ratio (LOANi,t ), the inlation rate (CPIt ) and the economic growth rate (GDPt ) have an impact on the net interest margin of the Commercial bank in Vietnam.
Keywords: capital structure, the net interest margin, commercial bank, Vietnam
- GV. Khoa Tài ch́nh – Ngân hàng, trừng Đại ḥc Công nghiệp thành phố H̀ Ch́ Minh. ĐT: 0935 98 98 97. Email: [email protected]
27
Tạp chí Kinh tế – Kỹ thuật
1. ĐẶT VẤN ĐỀ
Từ khi trở thành thành viên thứ 150 của tổ chức thương mại thế giới WTO năm 2007, Việt Nam đã đón nhận nhiều cơ hội cũng như thách thức cho mọi lĩnh vực ngân hàng – một lĩnh vực hết sức nhạy cảm. Việc mở cửa thị trường tài chính, làm các NHTM Việt Nam phải đối mặt với cạnh tranh cao hơn từ các ngân hàng nước ngoài. Theo báo cáo kinh tế vĩ mô và Ủy ban Giám sát tài chính quốc gia công bố tỷ suất lợi nhuận ròng biên (NIM) của hầu hết các NHTM Việt Nam trong những năm gần đầy đều có xu hướng giảm, đặc biệt là trong hai năm 2013 và 2014.
Chỉ tiêu tỷ suất sinh lợi biên (Net Interest Margin – NIM) được xác định bằng tổng doanh thu từ lãi trừ tổng chi phí trả lãi (thu nhập lãi thuần) trên tổng tài sản có sinh lời bình quân. Trong đó, tổng tài sản có sinh lời bình quân được xác định theo các khoản mục tiền gửi tại NHNN, tại các tổ chức tín dụng, cho vay các tổ chức tín dụng khác, cho vay khách hàng, chứng khoán đầu tư. Thông qua tỷ lệ này, ngân hàng có thể kiểm soát tài sản sinh lời và đánh giá nguồn vốn nào có chi phí thấp nhất.
Ảnh hưởng của cơ cấu vốn đến tỷ suất lợi nhuận ròng biên của ngân hàng đã là một đề tài tranh luận giữa các nhà nghiên cứu và học giả. Các nghiên cứu khác nhau đã được tiến hành để tìm hiểu tác động của cơ cấu vốn đến tỷ suất lợi nhuận ròng biên của ngân hàng. Các nghiên cứu đã sử dụng các kỹ thuật khác nhau và các phương pháp và đã có những ý kiến khác nhau về kết quả. Một số nghiên cứu cho thấy rằng có tác động tích cực của cơ cấu vốn đến tỷ suất lợi nhuận ròng biên của ngân hàng. Mặc dù có một số nghiên cứu định lượng đã được tiến hành nhằm xác định tác động của cấu trúc vốn đến tỷ suất lợi nhuận ròng biên của ngân hàng ở nhiều nước trên thế giới nhưng theo hiểu biết của các tác giả, chưa có nghiên cứu nào về vấn đề này
được thực hiện tại Việt Nam.
Xuất phát từ tầm quan trọng của việc nâng cao khả năng sinh lời của hệ thống NHTM Việt Nam, tác giả tiến hành nghiên cứu thực nghiệm nhằm tìm ra câu trả lời về mối quan hệ giữa cấu trúc vốn và tỷ suất lợi nhuận ròng biên của các NHTM Việt Nam trong giai đoạn vừa qua. Dựa vào kết quả này giúp các NHTM có thể xác định cấu trúc vốn hợp lý để góp phần nâng cao khả năng sinh lời của ngân hàng nói riêng và hệ thống NHTM Việt Nam nói chung.
2. CƠ SƠ LÝ THUYẾT VÀ CÁC NGHIÊN CỨU TRƯỚC
Tỷ suất lợi nhuận ròng biên là thước đo tính hiệu quả cũng như khả năng sinh lời. Chúng chỉ ra năng lực của hội đồng quản trị và nhân viên ngân hàng trong việc duy trì sự tăng trưởng của các nguồn thu từ lãi (chủ yếu là thu từ cho vay, đầu tư) so với mức tăng trưởng của chi phí lãi (chủ yếu là chi phí trả lãi cho tiền gửi, những khoản vay trên thị trường tiền tệ). Tỷ suất lợi nhuận ròng biên đo lường mức chênh lệch giữa thu từ lãi và chi phí trả lãi mà ngân hàng có thể đạt được thông qua hoạt động kiểm soát chặt chẽ tài sản sinh lời và theo đuổi các nguồn vốn có chi phí thấp nhất. Do vậy nếu có cấu tài sản nợ, tài sản có hợp lý, tối ưu thì sẽ làm cho tỷ lệ này gia tăng qua các năm. (Trịnh Hồng Hạnh, 2015).
Tổng hợp một số nghiên cứu gần đây có liên quan được tóm tắt ở bảng 1 sau đây:
28
Ảnh hưởng của cấu trúc . . .
Bảng 1: Tổng hợp các nghiên cứu trức
|
Biến phụ |
Các biến độc lập tác động có ý nghĩa |
||||
|
Tác giả |
Dữ liệu nghiên cứu |
||||
|
Chiều |
|||||
|
thuộc |
Tên biến |
||||
|
tác động |
|||||
|
– Giai đoạn nghiên cứu |
Tỷ lệ vốn |
(+) |
|||
|
Sehrish Gul |
Tỷ suất sinh |
Tỷ lệ cho vay trên tổng tài |
(+) |
||
|
2005-2009 |
|||||
|
sản |
|||||
|
& các cộng |
– Dữ liệu 15 NHTM ở |
lợi biên |
|||
|
sự (2011) |
(NIM) |
||||
|
Tỷ lệ tăng trưởng GDP |
(-) |
||||
|
Pakistan |
|||||
|
Tỷ lệ lạm phát |
(+) |
||||
|
– Giai đoạn nghiên cứu |
Tỷ suất sinh |
Tỷ lệ vốn chủ sở hữu |
(+) |
||
|
Bashir |
1993 – 1998 |
||||
|
lợi biên |
|||||
|
(2000) |
– Dữ liệu tám quốc gia ở |
Tỷ lệ dư nợ cho vay trên |
|||
|
(NIM) |
(+) |
||||
|
khu vực Trung Đông |
|||||
|
tổng tài sản |
|||||
|
– Giai đoạn nghiên cứu |
Tỷ lệ nợ trên tổng tài sản |
(-) |
|||
|
Khalaf Taani |
2007-2011 |
Tỷ suất sinh |
|||
|
& các cộng |
– Dữ liệu 12 NHTM niêm |
lợi biên |
|||
|
sự (2011) |
yết trên sàn chứng khoán |
(NIM) |
Tỷ lệ nợ trên vốn chủ sở hữu |
(-) |
|
|
Amman |
|||||
|
Tỷ lệ nợ dài hạn trên Vốn |
(-) |
||||
|
– Giai đoạn nghiên cứu |
chủ sở hữu |
||||
|
Mubeen |
|||||
|
Tỷ suất sinh |
|||||
|
2008-2012 |
Tỷ lệ nợ ngắn hạn trên Vốn |
||||
|
mụahid & |
lợi biên |
(-) |
|||
|
các cộng sự |
– Dữ liệu các ngân hàng ở |
chủ sở hữu |
|||
|
(NIM) |
|||||
|
(2014) |
Pakistan |
||||
|
Tỷ lệ tổng nợ trên Vốn chủ |
(-) |
||||
|
sở hữu |
|||||
|
Nguồn: Tổng hợp c̉a tác giả |
|||||
Dựa vào kết quả của các nghiên cứu trước, tác giả tiến hành nghiên cứu định lượng để tìm ra sự tác động của một số yếu tố đến nợ xấu tại các ngân hàng thương mại Việt Nam.
3. MÔ HÌNH NGHIÊN CỨU
Căn cứ vào kết quả của các bài nghiên cứu trước có liên quan, mô hình nghiên cứu dự kiến có phương trình như sau:
NIMit = β0 + β1CAPit + β2 LOANit + β3 INFt + β4GDPt + εit
Trong đó:
Biến phụ thuộc NIMit: Tỷ suất lợi nhuận ròng biên
Các biến độc lập: Tỷ lệ vốn (CAPit), tỷ lệ cho vay (LOANit), tỷ lệ lạm phát (INFt), tăng trưởng kinh tế (GDPt).
29
Tạp chí Kinh tế – Kỹ thuật
Bảng 2: Các biến sử dụng trong mô h̀nh nghiên cứu
|
Biến |
Ký hiệu |
Đo lường |
Giả thuyết |
||
|
Biến phụ thuộc |
Tỷ suất lợi nhuận |
NIM |
i,t |
Thu nhập lãi ròng / Tài sản có sinh lãi |
|
|
ròng biên |
|||||
|
Biến độc lập |
Tỷ lệ vốn |
CAPi,t |
Vốn chủ sở hữu / Tổng tài sản |
+ |
|
|
Các biến kiểm |
Tỷ lệ cho vay |
LOANi,t |
Tỷ lệ cho vay / Tổng tài sản |
+ |
|
|
Lạm phát |
CPI |
Tỷ lệ lạm phát hàng năm |
+ |
||
|
soát |
t |
||||
|
Tăng trưởng kinh tế |
GDPt |
Tỷ lệ tăng GDP hàng năm |
– |
||
4. PHƯƠNG PHÁP VÀ DỮ LIỆU NGHIÊN CỨU
4.1. Phương pháp nghiên cứu
Bài nghiên cứu sử dụng dữ liệu bảng thông qua hồi quy tuyến tính đa biến để lượng hóa sự tác động của các biến độc lập lên biến phụ thuộc trong các mô hình. Trước tiên, nghiên cứu sẽ kiểm định hiện tượng đa cộng tuyến giữa các biến độc lập trong mô hình thông qua hệ số nhân tử phóng đại phương sai (VIF), nếu hệ số VIF lớn hơn hoặc bằng 10 thì hiện tượng đa cộng tuyến được đánh giá là nghiêm trọng (Gujrati, 2003). Tiếp theo đó, nghiên cứu tiến hành kiểm định hiện tượng tự tương quan và hiện tượng phương sai của sai số thay đổi. Nếu không có hiện tượng tự tương quan và phương sai của sai số thay đổi thì nghiên cứu sẽ sử dụng các phương pháp hồi quy thông thường trên dữ liệu bảng. Tuy nhiên, nếu có hiện tượng tự tương quan và
Nguồn: Tổng hợp c̉a tác giả
phương sai của sai số thay đổi thì nghiên cứu sẽ chuyển sang phương pháp bình phương bé nhất tổng quát khả thi (Feasible General Least Square – FGLS). Wooldridge (2002) cho rằng, phương pháp này rất hữu dụng khi kiểm soát được hiện tượng tự tương quan và hiện tượng phương sai của sai số thay đổi.
4.2. Dữ liệu nghiên cứu
Bài nghiên cứu sử dụng dữ liệu thu thập được c̉a 19 NHTM Việt Nam trong giai đoạn
2007-2014. Riêng tỷ lệ tăng trưởng GDP và tỷ lệ lạm phát được lấy từ số liệu thống kê của World Bank.
5. KẾT QUẢ NGHIÊN CỨU
- Thống kê mô tả
Dữ liệu nghiên cứu được thu thập từ 19 NHTM trong giai đoạn 2008 – 2014 với các biến số được thống kê mô tả trong bảng 3 sau đây:
Bảng 3: Thống kê mô tả các biến
|
Biến |
Số quan sát |
Trung bình |
Độ lệch chuẩn |
Giá trị nhỏ nhất |
Giá trị lớn nhất |
|
NIMi,t |
152 |
0.0346482 |
0.0152211 |
0.008193 |
0.104947 |
|
CAPi,t |
152 |
0.1267721 |
0.0900562 |
0.042556 |
0.614083 |
|
LOANi,t |
152 |
0.5298685 |
0.1369904 |
0.156097 |
0.944218 |
|
CPIt |
152 |
0.107225 |
0.0618049 |
0.0409 |
0.2312 |
|
GDPt |
152 |
0.059375 |
0.0059932 |
0.0525 |
0.0713 |
|
Nguồn: |
Kết quả phân t́ch |
c̉a tác giả |
30
Ảnh hưởng của cấu trúc . . .
5.2. Phân tích tương quan
Hệ số tương quan giữa các biến được mô tả ở bảng 4 sau đây:
Bảng 4: Hệ số tương quan giữa các biến
|
NIMi,t |
CAPi,t |
LOANi,t |
CPIt |
GDPt |
|
|
NIMi,t |
1.0000 |
||||
|
CAPi,t |
0.7284 |
1.0000 |
|||
|
LOANi,t |
0.3494 |
0.1885 |
1.0000 |
||
|
CPIt |
0.0887 |
0.0423 |
-0.0320 |
1.0000 |
|
|
GDPt |
-0.1943 |
-0.0380 |
-0.0910 |
0.0045 |
1.0000 |
Dựa vào bảng phân tích tương quan trên, ta thấy:
- Biến độc lập CAPi,t tác động cùng chiều đến NIMi,t.
- Các biến kiểm soát LOANi,t, INFt tác động cùng chiều đến NIMi,t.
- Biến kiểm soát GDPt tác động ngược chiều đến NIMi,t.
- Không có hiện tượng đa cộng tuyến
5.3. Kiểm định các giả thuyết hồi quy
Nguồn: Kết quả phân t́ch c̉a tác giả
nghiêm trọng (tự tương quan giữa các biến độc lập trong mô hình) do các hệ số tương quan có giá trị khá thấp (cao nhất là 0.1885, chuẩn so sánh theo Farrar & Glauber (1967) là 0.8).
Kết quả tương quan trên phù hợp với hầu hết các nghiên cứu trước trên thế giới và phù hợp với kỳ vọng của tác giả trong giai đoạn nghiên cứu này tại Việt Nam.
Bảng 5: Kết quả kỉm định hiện tượng đa cộng tuyến giữa các biến độc lập
Kiểm định VIF
|
Biến |
VIF |
1/VIF |
|
LOANi,t |
1.05 |
0.955888 |
|
CAPi,t |
1.04 |
0.961693 |
|
GDPt |
1.01 |
0.991268 |
|
CPIt |
1.00 |
0.996543 |
|
Giá trị trung bình = 1.02 |
Nguồn: Kết quả phân t́ch c̉a tác giả
Đa cộng tuyến là hiện tượng các biến độc lập trong mô hình tương quan tuyến tính với nhau. Nghiên cứu tiến hành kiểm định giả thuyết không bị hiện tượng đa cộng tuyến bằng cách
dùng chỉ tiêu VIF. Kết quả cho thấy VIF của tất cả các biến độc lập đều nhỏ hơn 10 nên hiện tượng đa cộng tuyến trong mô hình được đánh giá là không nghiệm trọng (Gujrati, 2003).
31
Tạp chí Kinh tế – Kỹ thuật
Bảng 6: Kỉm định phương sai c̉a sai số thay đổi và kỉm định tự tương quan
|
Kiểm định phương sai của sai số thay đổi |
Kiểm định tự tương quan |
|
White’s test |
Wooldridge test |
|
Chi2 (14) = 70.80 |
F (1, 18) = 52.478 |
|
Prob > chi2 = 0.0000* |
Prob > F = 0.0000* |
Ghi chú: *, ** và *** có ý nghĩa tương ứng ở mức 1%, 5% và 10%
- Phương sai của sai số thay đổi sẽ làm cho các ước lượng thu được bằng phương pháp OLS vững nhưng không hiệu quả, các kiểm định hệ số hồi quy không còn đáng tin cậy. Từ đó dẫn đến hiện tượng ngộ nhận các biến độc lập trong mô hình nghiên cứu có ý nghĩa, lúc đó kiểm định hệ số hồi quy và R bình phương không dùng được. Bởi vì phương sai của sai số thay đổi làm mất tính hiệu quả của ước lượng, nên cần thiết phải tiến hành kiểm định giả thuyết phương sai của
sai số không đổi bằng kiểm định White, với giả thuyết H0: Không có hiện tượng phương sai thay đổi. Với mức ý nghĩa alpha= 1%, kiểm định White cho kết quả là: Prob = 0.0000. Vậy, Prob
- 01 nên bác bỏ giả thuyết H0. Tức là có hiện tượng phương sai thay đổi.
- Giữa các sai số có mối quan hệ tương quan với nhau sẽ làm cho các ước lượng thu được bằng phương pháp OLS vững nhưng không hiệu quả, các kiểm định hệ số hồi qui không còn đáng tin cậy. Nghiên cứu tiến hành
kiểm định giả thuyết không bị tự tương quan trên dữ liệu bảng, với giả thuyết H0: không có sự tự tương quan. Với mức ý nghĩa alpha = 1%,
kiểm định cho kết quả là: Prob = 0.0000. Vậy, Prob < 0.01 nên bác bỏ giả thuyết H0. Tức là có sự tự tương quan.
Nguồn: Kết quả phân t́ch c̉a tác giả
Tổng hợp kết quả kiểm định
Qua kết quả kiểm định từng phần ở trên, ta thấy: mô hình có hiện tượng đa cộng tuyến được đánh giá là không nghiêm trọng. Tuy vậy, mô hình có sự tự tương quan giữa các sai số và có hiện tượng phương sai thay đổi. Hiện tượng này sẽ làm cho các ước lượng thu được bằng các phương pháp hồi quy thông trường trên dữ liệu bảng không hiệu quả, các kiểm định hệ số hồi qui không còn đáng tin cậy. Do vậy, tác giả dùng phương pháp bình phương bé nhất tổng quát khả thi (Feasible General Least Square – FGLS) để khắc phục hiện tượng tự tương quan giữa các sai số và hiện tượng phương sai thay đổi để đảm bảo ước lượng thu được vững và hiệu quả (theo Wooldridge (2002)).
5.4. Kết quả hồi quy
Tiếp theo, nghiên cứu áp dụng các phương pháp hồi quy trên dữ liệu bảng, bao gồm: Phương pháp OLS, Fixed effects model (FEM) và Random effects model (REM). Mô hình nghiên cứu có hiện tượng tự tương quan giữa các sai số, hiện tượng này có thể được kiểm soát bằng phương pháp bình phương bé nhất tổng quát khả thi (FGLS) nhằm đảm bảo ước lượng thu được vững và hiệu quả (Wooldridge, 2002). Kết quả các mô hình nghiên cứu như sau:
32
Ảnh hưởng của cấu trúc . . .
Bảng 7: Kết quả mô h̀nh nghiên cứu
|
NPLit |
Hệ số hồi quy |
|||||||
|
OLS |
FEM |
REM |
FGLS |
|||||
|
Hằng số |
0.0285146 |
0.0378517 |
0.0312934 |
0.0166779 |
||||
|
CAPi,t |
0.1149903* |
0.0840991* |
0.1084794* |
0.0973284* |
||||
|
LOANi,t |
0.0233054* |
0.0163841** |
0.0206192* |
0.0216005* |
||||
|
CPIt |
0.0165636 |
0.0179918 |
0.0167786 |
0.0293592* |
||||
|
GDPt |
-0.3801066* |
-0.4122199* |
-0.3894229* |
-0.1717714** |
||||
|
R2 |
60.39% |
59.83% |
60.36% |
|||||
|
F( 4, 147) = |
F(4,129) |
= |
Wald chi2(4) |
Wald chi2(4) |
||||
|
13.14 |
= 142.28 |
= 99.04 |
||||||
|
F-test |
56.03 |
|||||||
|
Prob > F |
= |
Prob > chi2 |
= |
Prob > chi2 |
= |
|||
|
Prob > F = 0.0000* |
||||||||
|
0.0000* |
0.0000* |
0.0000* |
||||||
|
Ghi chú: *, ** và *** |
có ý nghĩa tương ứng |
ở mức 1%, 5% và 10% |
||||||
|
Nguồn: Kết quả phân t́ch c̉a tác giả |
||||||||
Với biến phụ thuộc là NIMi,t, sau khi dùng phương pháp FGLS để khắc phục hiện tượng tự tương quan giữa các sai số và hiện tượng phương sai thay đổi để đảm bảo ước lượng thu được vững và hiệu quả, ta có kết quả như sau:
NIMit = 0.0167 + 0.0973 CAPit + 0.0216 LOANit + 0.0294 INFt – 0.1718 GDPt + εit
Biến độc lập, tỷ lệ vốn (CAPi,t) có mối tương quan dương và mạnh nhất (0.0973) với tỷ suất lợi nhuận ròng biên của các NHTM Việt Nam và có ý nghĩa thống kê với mức ý nghĩa 1%. Kết quả này phù hợp với các nghiên cứu của Sehrish Gul & các cộng sự (2011), Bashir (2000), Khalaf Taani & các cộng sự (2011) và Mubeen mụahid & các cộng sự (2014), và có thể được giải thích rằng, tỷ lệ vốn chủ sở hữu trên tổng tài sản càng cao thì tỷ suất lợi nhuận ròng biên của NHTM càng cao và ngược lại. Điều này chứng tỏ quy mô vốn chủ sở hữu đóng một vai trò rất quan trọng trong việc nâng cao tỷ suất lợi nhuận ròng biên của các NHTM Việt Nam.
Biến kiểm soát, tỷ lệ cho vay (LOANi,t) có mối tương quan dương (0.0216) với tỷ suất lợi
nhuận ròng biên của các NHTM Việt Nam và có
- nghĩa thống kê với mức ý nghĩa 1%. Kết quả này phù hợp với các nghiên cứu của Sehrish Gul & các cộng sự (2011) và Bashir (2000), và có thể được giải thích rằng, các NHTM Việt Nam càng mở rộng quy mô cho vay thì tỷ suất lợi nhuận ròng biên càng tăng. Tại Việt Nam hoạt động truyền thống và chủ yếu của các ngân hàng vẫn là cho vay (chiếm khoản 70 – 80% hoạt động của ngân hàng). Chính vì vậy, đa số các ngân hàng thường có xu hướng tập trung vào hoạt động cho vay, kênh chính để tạo ra lợi nhuận cho ngân hàng.
Biến kiểm soát, lạm phát (INFt) có mối tương quan dương (0.0294) với tỷ suất lợi nhuận ròng biên của các NHTM Việt Nam và có ý nghĩa
33
Tạp chí Kinh tế – Kỹ thuật
thống kê với mức ý nghĩa 1%. Thực tế tại Việt Nam giai đoạn 2007 – 2014 cho thấy, khi tỷ lệ lạm phát tăng cao tăng đến 19.89% trong năm 2008 và 18.58% trong năm 2011 và kéo theo sự gia tăng lãi suất cho vay và lãi suất tiền gửi mặc dù với những tỷ lệ khác nhau, với quy định về trần lãi suất huy động đã làm hạn chế gia tăng lãi suất huy động và kết quả là làm hệ số NIM tăng lên.
Biến tăng trưởng kinh tế (GDPt) có mối tương quan ngược chiều (– 0.1718) với tỷ suất lợi nhuận ròng biên của các NHTM Việt Nam và có ý nghĩa thống kê với mức ý nghĩa 5%. Thực tế từ năm 2007 – 2014 cho thấy, khi các hoạt động kinh tế tăng sẽ làm tăng giá trị vay của khách hàng (lãi suất huy động được điều chỉnh giảm liên tục từ đó kéo theo lãi suất cho vay cũng giảm đáng kể, do đó làm giảm chênh lệch lãi suất và giảm tỷ suất lợi nhuận ròng biên.
- KẾT LUẬN VÀ KIẾN NGHỊ
Bài nghiên cứu kiểm định sự tác động của cấu trúc vốn đến tỷ suất lợi nhuận ròng biên tại 19 ngân hàng thương mại Việt Nam trong giai đoạn 2007 – 2014. Tác giả đã áp dụng các phương pháp hồi quy trên dữ liệu bảng, bao gồm: Phương pháp OLS, Fixed effects model (FEM), Random effects model (REM), tiếp đó là phương pháp bình phương bé nhất tổng quát khả thi (FGLS) nhằm đảm bảo ước lượng thu được vững và hiệu quả. Kết quả nghiên cứu cho thấy tỷ suất lợi nhuận ròng biên bị tác động bởi
lập tỷ lệ vốn (CAPi,t), tỷ lệ cho vay (LOANi,t), Lạm phát (INFt)và tăng trưởng kinh tế (GDPt).
Kết quả nghiên cứu đã góp phần giúp cơ quan quản lý, các ngân hàng thương mại, nhà đầu tư có cái nhìn toàn diện hơn về tỷ suất lợi nhuận ròng biên và những yếu tố nào tác động đến tỷ suất lợi nhuận ròng biên tại các ngân hàng thương mại Việt Nam. Từ đó, tác giả đề xuất một số gợi ý nhằm giúp các cơ quan quản
lý, ngân hàng thương mại và nhà đầu tư có kế hoạch cụ thể góp phần giảm thiểu rủi ro, nâng cao chất lượng tín dụng, đảm bảo hiệu quả hoạt động kinh doanh, phát triển ổn định và bền vững. Cụ thể:
Về vấn đề tăng tỷ lệ vốn ch̉ sở hữu: Tỷ lệ vốn chủ sở hữu có tác động cùng chiều mạnh nhất đến tỷ suất lợi nhuận ròng biên của các NHTM Việt Nam. Tỷ lệ vốn chủ sở hữu càng tăng thì tỷ suất lợi nhuận ròng biên càng tăng. Vì vậy NHTM cần nâng cao hơn nữa tỷ lệ vốn chủ sở hữu. Tại NHTM có rất nhiều cách để tăng vốn chủ sở hữu của mình như: phát hành thêm cổ phiếu ra thị trường, bán cổ phần cho đối tác chiến lược là các ngân hàng trong nước và nước ngoài, các tổng công ty trong nước và nước ngoài, thực hiện chi trả cổ tức bằng cổ phiếu hay sử dụng thặng dư vốn cổ phần của những năm trước để lại để tăng vốn cho năm nay hoặc trích lập các quỹ từ nguồn lợi nhuận năm trước. Tùy theo thế mạnh của từng ngân hàng và tình hình cụ thể trong từng thời kỳ, ngân hàng sẽ có những lựa chọn phương thức tăng vốn chủ sở hữu đảm bảo nguồn vốn bền vững và đảm bảo lợi ích của các cổ đông trong ngân hàng.
Về vấn đề tăng tỷ lệ cho vay : Tỷ lệ cho vay có tác động cùng chiều đến tỷ suất lợi nhuận ròng biên của các NHTM Việt Nam. Tăng tỷ lệ cho vay sẽ giúp tỷ suất lợi nhuận ròng biên gia tăng. Nhưng khi tăng tỷ lệ cho vay mà không kiểm soát được chặt chẽ thì điều này sẽ ảnh hưởng rất lớn đến mức độ an toàn và hiệu quả hoạt động của ngân hàng ngoài ra còn thúc đẩy lạm phát quốc gia tăng cao. Vì vậy các ngân hàng muốn tăng tỷ lệ cho vay sẽ phải chấp nhận đánh đổi rủi ro, nhưng phải đảm bảo an toàn tín dụng theo quy định của Ngân hàng Nhà nước.
Về vấn đề lạm phát : Lạm phát có tác động cùng chiều đến tỷ suất lợi nhuận ròng biên của các NHTM Việt Nam. Tuy nhiên, khi tỷ lệ lạm phát gia tăng sẽ kéo theo sự gia tăng lãi suất
34
Ảnh hưởng của cấu trúc . . .
cho vay và lãi suất tiền gửi với những tỷ lệ khác nhau, điều này có thể làm cho tỷ suất lợi nhuận ròng biên có thể gia tăng hoặc giảm sút. Khi mức lạm phát được kiềm chế, các ngân hàng có thể duy trì mức lãi suất thực dương mà không cần dựa vào các chi phí lãi suất ngầm để thu hút khách hàng, sẽ giúp gia tăng tỷ suất lợi nhuận ròng biên.
Về vấn đề tăng trưởng GDP: Tỷ lệ tăng trưởng GDP có tác động ngược chiều đến tỷ suất lợi nhuận ròng biên của các NHTM Việt Nam. Bởi vì khi các chủ trương, cơ chế chính sách hỗ
TÀI LIỆU THAM KHẢO
- Bashir, A. (2000), Determinants of proitability and rates of return margins in Islamic banks: some evidence from the Middle East, Grambling State University Mimeo.
- Sehrish Gul (2011), Factors affecting bank proitability in Pakistan, The Romanian Economic Journal
- Gujarati (2003), Basic Econometrics (4th edn), New York: McGraw-Hill.
trợ, tháo gỡ khó khăn cho sản xuất kinh doanh được ban hành như lãi suất cho vay, hỗ trợ các doanh nghiệp tăng trưởng sản xuất sẽ làm giảm chênh lệch lãi suất cho vay và lãi suất huy động, làm giảm tỷ suất lợi nhuận ròng biên. Vì vậy, khi kích thích tăng trưởng GDP, nhà nước nên lưu ý điều hành linh hoạt, chủ động các công cụ chính sách tiền tệ kết hợp với chính sách tài khóa để điều chỉnh lãi suất ở mức hợp lý và cần đẩy mạnh cải cách hạnh chính, nâng cao hiệu quả quản lý nhà nước, tăng cường chống tham nhũng, lãng phí.
- Khalaf Taani (2013), Capital Structure Effects on Banking Performance: A Case Study of Jordan. International Journal of Economics, Finance and Management Sciences. Vol. 1, No. 5, 2013, pp. 227-233.
- Mubeen Muajahid (2014), Impact of Capital Structure on Banking Performance, Vol.5, No.19, 2014, pp. 2222-2847
- Wooldridge (2002), Introductory Econometrics: A Mordern Approach, 2nd, South-Western College.
