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
Đoàn Thị Thu Trang(*)
TÓM TẮT
Bài viết này xem xét tác động c̉a cơ cấu
ABSTRACT
This paper examines the impact of capital
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.
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.
Từ khóa: cấu trúc vốn, tỷ suất lợi nhuận
Keywords: capital structure, the net
ròng biên, ngân hàng thương mại, Việt Nam
interest margin, commercial bank, Vietnam
(*) ThS. GV. Khoa Tài ch́nh - Ngân hàng, trừng Đại ḥc Công nghiệp thành phố H̀ Ch́ Minh.
ĐT: 0935 98 98 97. Email: trangdoan.hui@gmail.com
27
Tạp chí Kinh tế - Kỹ thuật
1. ĐẶT VẤN ĐỀ
được thực hiện tại Việt Nam.
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.
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
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.
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).
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
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
Các biến độc lập tác động có ý nghĩa
Biến phụ
thuộc
Tác giả
Dữ liệu nghiên cứu
Chiều
Tên biến
tác động
Tỷ lệ vốn
(+)
(+)
- Giai đoạn nghiên cứu
2005-2009
Tỷ lệ cho vay trên tổng tài
sản
Sehrish Gul
& các cộng
sự (2011)
Tỷ suất sinh
lợi biên
- Dữ liệu 15 NHTM ở
Pakistan
(NIM)
Tỷ lệ tăng trưởng GDP
Tỷ lệ lạm phát
(-)
(+)
Tỷ lệ vốn chủ sở hữu
(+)
- Giai đoạn nghiên cứu
1993 - 1998
Tỷ suất sinh
lợi biên
Bashir
(2000)
- Dữ liệu tám quốc gia ở
khu vực Trung Đông
Tỷ lệ dư nợ cho vay trên
tổng tài sản
(NIM)
(+)
(-)
- Giai đoạn nghiên cứu
2007-2011
Tỷ lệ nợ trên tổng tài sản
Tỷ lệ nợ trên vốn chủ sở hữu
Tỷ suất sinh
lợi biên
Khalaf Taani
& các cộng
sự (2011)
- Dữ liệu 12 NHTM niêm
yết trên sàn chứng khoán
Amman
(NIM)
(-)
Tỷ lệ nợ dài hạn trên Vốn
chủ sở hữu
(-)
(-)
(-)
- Giai đoạn nghiên cứu
2008-2012
Mubeen
mụahid &
các cộng sự
(2014)
Tỷ suất sinh
lợi biên
Tỷ lệ nợ ngắn hạn trên Vốn
chủ sở hữu
- Dữ liệu các ngân hàng ở
Pakistan
(NIM)
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
NIMi,t
Đo lường
Giả thuyết
Tỷ suất lợi nhuận
ròng biên
Biến phụ thuộc
Thu nhập lãi ròng / Tài sản có sinh lãi
Vốn chủ sở hữu / Tổng tài sản
Biến độc lập Tỷ lệ vốn
CAPi,t
+
Tỷ lệ cho vay
LOANi,t Tỷ lệ cho vay / Tổng tài sản
+
+
-
Các biến kiểm
soát
Lạm phát
CPIt
Tỷ lệ lạm phát hàng năm
Tỷ lệ tăng GDP hàng năm
Tăng trưởng kinh tế GDPt
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. 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
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
5.1. 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
Số quan sát Trung bình Độ lệch chuẩn Giá trị nhỏ nhất Giá trị lớn nhất
Biến
NIMi,t
CAPi,t
LOANi,t
CPIt
152
152
152
152
0.0346482
0.1267721
0.5298685
0.107225
0.0152211
0.0900562
0.1369904
0.0618049
0.008193
0.042556
0.156097
0.0409
0.104947
0.614083
0.944218
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
1.0000
0.7284
0.3494
0.0887
-0.1943
CAPi,t
LOANi,t
CPIt
GDPt
NIMi,t
CAPi,t
LOANi,t
CPIt
1.0000
0.1885
0.0423
-0.0380
1.0000
-0.0320
-0.0910
1.0000
0.0045
GDPt
1.0000
Nguồn: Kết quả phân t́ch c̉a tác giả
Dựa vào bảng phân tích tương quan trên, ta
thấy:
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).
- Biến độc lập CAPi,t tác động cùng chiều
đến NIMi,t.
- Các biến kiểm soát LOANi,t, INFt tác động
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.
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
Bảng 5: Kết quả kỉm định hiện tượng đa cộng tuyến giữa các biến độc lập
Kiểm định VIF
Biến
LOANi,t
CAPi,t
GDPt
VIF
1/VIF
1.05
0.955888
0.961693
0.991268
0.996543
1.04
1.01
1.00
CPIt
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
White’s test
Kiểm định tự tương quan
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%
Nguồn: Kết quả phân t́ch c̉a tác giả
Tổng hợp kết quả kiểm định
- 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
< 0.01 nên bác bỏ giả thuyết H0. Tức là có hiện
tượng phương sai thay đổi.
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)).
- 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.
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
Hệ số hồi quy
NPLit
OLS
FEM
REM
0.0312934
FGLS
Hằng số
CAPi,t
LOANi,t
CPIt
0.0285146
0.0378517
0.0840991*
0.0163841**
0.0179918
-0.4122199*
59.83%
0.0166779
0.1149903*
0.0233054*
0.0165636
-0.3801066*
60.39%
0.1084794*
0.0206192*
0.0167786
-0.3894229*
60.36%
0.0973284*
0.0216005*
0.0293592*
-0.1717714**
GDPt
R2
F(4,129)
13.14
Prob > F
0.0000*
=
=
Wald chi2(4)
= 142.28
Prob > chi2
0.0000*
Wald chi2(4)
= 99.04
Prob > chi2
0.0000*
F( 4, 147) =
56.03
Prob > F = 0.0000*
F-test
=
=
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 + 0.0216LOANit + 0.0294INFt – 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.
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) 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
Biến kiểm soát, tỷ lệ cho vay (LOANi,t) có
mối tương quan dương (0.0216) với tỷ suất lợi
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.
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.
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.
6. 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).
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.
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
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.
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.
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
[4]. 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.
[1]. Bashir, A. (2000), Determinants of
proitability and rates of return margins in
Islamic banks: some evidence from the Middle
East, Grambling State University Mimeo.
[5]. Mubeen Muajahid (2014), Impact of
Capital Structure on Banking Performance,
Vol.5, No.19, 2014, pp. 2222-2847
[2]. Sehrish Gul (2011), Factors affecting
bank proitability in Pakistan, The Romanian
Economic Journal
[6]. Wooldridge (2002), Introductory
Econometrics: A Mordern Approach, 2nd Ed.,
South-Western College.
[3]. Gujarati (2003), Basic Econometrics (4th
edn), New York: McGraw-Hill.
35
9 trang
09/01/2024
180
Bạn đang xem tài liệu "Ảnh hưởng của cấu trúc vốn đến tỷ suất lợi nhuận ròng biên tại các ngân hàng thương mại Việt Nam", để tải tài liệu gốc về máy hãy click vào nút Download ở trên
File đính kèm:
- anh_huong_cua_cau_truc_von_den_ty_suat_loi_nhuan_rong_bien_t.pdf
