4 3 Đo lường các biến nghiên cứu

54



ra c h i cho các ngân hàng có th ti p tục huy đ ng nhiều nguồn v n khác nhau

nhằm nâng cao kh n ng thanh ho n c a mình.

m it



g ợc l i, tr ờng hợp xu t hiện



ng quan m chứng tỏ n u m r ng quy mô thêm n a có th làm cho chi phí



t ng cao, sự phát tri n về trình đ qu n lý, nguồn nhân lực không theo k p sự phát

tri n c a quy mô khi n cho r i ro c a ng n h ng t ng cao, trong đ c r i ro thanh

kho n.

 T



vố chủ sở h u C P



T lệ v n ch s h u đ ợc đo l ờng bằng v n ch s h u chia cho t ng tài s n,

t s này th hiện tình tr ng đ v n và sự an toàn, lành m nh về t i chính c a m t

ngân hàng. T s n y th p chứng tỏ ngân hàng sử dụng đòn



y t i chính cao, điều



này chứa đựng r t nhiều r i ro và có th làm cho lợi nhuận c a ngân hàng gi m khi

chi phí v n vay cao, h n ng đ i ph với nh ng

 T



ợi huậ



t n c a th tr ờng c ng ém.



RO



T lệ này đ ợc đo l ờng bằng t s gi a lợi nhuận sau thu v t ng v n ch s

h u, vì vậy nó ph n nh hiệu qu qu n tr c a ng n h ng trong việc sử dụng v n

ch s h u v đa s các nghiên cứu tr ớc đều sử dụng c ch đo l ờng n y đ đ nh

giá kh n ng thanh ho n c a c c ng n h ng th

 T



ợ



ng m i.



u NP



T lệ nợ x u l m t trong nh ng y u t

thanh ho n c a ng n h ng.



nh h



ng quan trọng đ n h n ng



lệ nợ x u đ ợc đo l ờng ằng t s t ng nợ x u



/t ng d nợ. rong đ , t ng nợ x u l c c ho n d nợ tín dụng h ch h ng c a

ng n h ng thu c nh m

v



ợ c



h



22/04/2005 c a



đ n nh m , ao gồm



n ng m t v n

g n h ng



ợ d ới tiêu chu n,



heo quy t đ nh 49



h n ớc .



h vậy, nợ x u c



ợ nghi ngờ



Đ-NHNN ngày

nh h



ng hông nhỏ,



hi n ng n h ng c nguy c m t v n thậm chí m t h n ng thanh ho n.

 T



cho v



trê hu độ g vố



T lệ n y đ ợc đo l ờng bằng t s



gắ hạ



R



ng cho vay /T ng huy đ ng ng n h n.



rong đ , nguồn v n huy đ ng ng n h n bao gồm tiền gửi h ch h ng v tiền huy

đ ng đ ợc từ c c t chức tín dụng khác hay trên th tr ờng tài chính. T s này



55



càng lớn chứng tỏ ng n h ng cho vay cao h n nhiều so với nguồn v n huy đ ng

đ ợc. ì vậy, lúc ngân hàng gặp h



h n về thanh ho n sẽ r t h huy đ ng đ ợc



nh ng nguồn v n rẻ n u cho vay qu nhiều, l m cho h n ng thanh ho n sẽ gi m

đi trông th y.



g ợc l i, trong tr ờng hợp t s n y th p chứng tỏ ngân hàng cho



vay ít h n so với nguồn v n huy đ ng đ ợc hoặc có th có các nguồn h c nh vay

trên th tr ờng liên ng n h ng, ph t h nh gi y tờ c gi ,… l m cho h n ng thanh

kho n c a ng n h ng t ng

 T



olin,



g trưở g i h t



.



G P



Trong kinh t , t ng s n ph m n i đ a hay GDP là giá tr tính bằng tiền c a t t c

s n ph m và d ch vụ cu i c ng đ ợc s n xu t ra trong ph m vi lãnh th trong m t

kho ng thời gian nh t đ nh, th ờng là m t n m. hi p dụng cho ph m vi toàn qu c

gia, n còn đ ợc gọi là t ng s n ph m qu c n i. Bi n n y đ ợc sử dụng r ng rãi

trong các nghiên cứu tr ớc đ y nh



spach,



ier v



iesset



, hen v c ng



sự (2009) hay Dinger (2009).

 T



ạm phát N



M i quan hệ gi a l m phát và thanh kho n ngân hàng là m t ch đ còn khá

nhiều tranh luận. Trong bài nghiên cứu n y, l m ph t đ ợc đo l ờng b i chỉ s gi

tiêu d ng t



ng tự với nghiên cứu c a udirman



au đ y l



4.



ng mô t v đo l ờng c c i n đ ợc sử dụng trong mô hình:



ả g4



ô t c c i n đ ợc sử dụng trong mô hình hồi quy v c ch đo l ờng

i



STT



ý hi u



vọ g



Cách đo ườ g



d u



i

1



phụ thuộc

lệ t i s n thanh ho n



trên t ng t i s n

2



lệ cho vay trên t ng

t is n



L1



L2



i s n thanh ho n



ng



t is n

ng cho vay



ng t i s n



56



i



STT



ý hi u



vọ g



Cách đo ườ g



d u



i



độc ập



uy mô t i s n



3



TOA



ogarit

ng



4



lệ v n ch s h u



CAP



5



lệ lợi nhuận



ROE



6



lệ cho vay trên huy

đ ng

lệ nợ x u



7

8



ng tr



NPL



ng inh t



lệ l m ph t



9



4.4.



i u và phư



LDR



ng t i s n



ợi nhuận sau thu

ng cho vay uy đ ng



+

+

-



ng n h n

ng nợ x u



ng cho vay



+



GDP

INF



ng t i s n



+



CPI



-



g pháp ghiê cứu:



i u ghiê cứu



4.4



ừ nh ng quan đi m x c đ nh ích th ớc mẫu nghiên cứu c a Green (1991) v

a achnic v



idell



20 NHTM c ph n

quan s t đ đ m



, luận v n n y sẽ ti n h nh chọn mẫu nghiên cứu gồm

iệt



am trong thời gian từ n m



o ích th ớc mẫu t



Các d liệu ng n h ng đ ợc thu thập từ



9-2014 với t ng c ng



ng đ i lớn.

o c o th ờng niên c a 20 ngân hàng



TMCP Việt



am trên we site c a c c ng n h ng. Các s liệu t i chính đ ợc thu



thập từ c c



o c o th ờng niên c a các NHTM vì ngày nay ph n lớn c c ng n



h ng đều ph t tri n theo h ớng tập đo n đa ng nh nghề, đa l nh vực nên các báo

cáo tài chính riêng không th ph n nh đ ợc tình hình t i chính c ng nh tình hình

kinh doanh thực sự c a các ngân hàng này mà chỉ có báo cáo tài chính hợp nh t

đ ợc trình



y trong c c



o c o th ờng niên mới đ p ứng đ ợc các mục tiêu trên.



57



S liệu về t ng tr



ng GDP, t lệ l m ph t đ ợc l y từ website T ng cục th ng kê



Việt Nam.

t c c c s liệu đ ợc thu thập đ xử l v ph n tích tập trung

n m



9–



giai đo n từ



4. Đ y l giai đo n m ho t đ ng c a c c ng n h ng th



ng m i



iệt am c nh ng thay đ i r rệt do ch u sự t c đ ng c a h ng ho ng inh t với

h ng lo t c c v n đề nh lợi nhuận sụt gi m, t lệ nợ x u t ng cao, c c y u t v mô

c nhiều i n đ ng nh

4.4 2 Phư

h



l i su t, l m ph t, t ng tr



g pháp ghiê cứu



ng ph p nghiên cứu sử dụng l ph



l ợng. h



ng ph p nghiên cứu đ nh tính v đ nh



ng ph p đ nh tính đ ợc sử dụng trong việc ph n tích, đ nh gi thực



tr ng thanh ho n c a c c

hồi quy



ng inh t ,..



ng đ



iệt am. h n tích đ nh l ợng sử dụng ỹ thuật



i m đ nh mức đ t c đ ng c a 7 y u t



t lệ v n ch s h u, t lệ



nợ x u, t lệ lợi nhuận trên v n ch s h u, quy mô ngân hàng, t lệ cho vay trên

huy đ ng, t lệ l m ph t v t ng tr



ng inh t ) đ n h n ng thanh ho n c a c c



NHTM iệt am.

Đồng thời, nghiên cứu sử dụng 2 mô hình hồi quy t

thu c



v



, m i mô hình ch y



hiệu ứng



ng ứng với



ixed Effects và Random Effects).



ên c nh đ , nghiên cứu còn sử dụng i m đ nh ausman-test đ

hình với hiệu ứng ixed

i m đ nh gi thi t



0:



ffects hay



andom



i n phụ



i m tra xem mô



ffects l ph hợp h n ằng c ch



ô hình andom effects l ph hợp.



u qu



th y Prob > chi2 c gi tr lớn h n 0.05 thì ta ch p nhận gi thi t



i m đ nh cho

0



ngh a l mô



hình Random effects ph hợp h n v ng ợc l i.

 i m đ nh hiện t ợng đa c ng tuy n

Đ ch c ch n hông c hiện t ợng đa c ng tuy n gi a c c i n đ c lập trong mô

hình, t c gi ti p tục i m tra gi tr hệ s nh n tử ph ng đ i ph

nflation actor –

s



lớn h n

ệs



. heo nghiên cứu c a



ooldrige



thì hiện t ợng đa c ng tuy n sẽ x y ra.



đ ợc tính dựa v o công thức



ng sai Variance

, hi gi tr c a hệ



58



 i m đ nh hiện t ợng ph

Tính ch t đồng nh t về ph



ng sai thay đ i

ng sai c a ph n d l m t trong nh ng gi đ nh



chính c a hồi quy OLS. N u mô hình hồi quy là hoàn toàn phù hợp thì không có

mẫu hình đ i với ph n d n o trên đồ th phân tán c a ph n d v gi tr dự đo n.

N u ph



ng sai c a ph n d



hông còn l hằng s hay có sự thay đ i về ph



c a ph n d thì hiện t ợng n y đ ợc gọi l ph

Đ



i m đ nh hiện t ợng ph



ng sai thay đ i.



ng sai thay đ i c a mô hình, trong



n y t c gi sử dụng i m đ nh reusch- agan với gi thi t

ph



ng sai



0



i nghiên cứu



ô hình hông m c



ng sai thay đ i.

t qu



gi thi t

4.5.



i m đ nh cho th y Prob > chi2 c gi tr lớn h n 0.05 thì ta ch p nhận

0



ngh a l mô hình hông x y ra hiện t ợng ph



ng sai thay đ i.



t quả ghiê cứu



4.5.1.Thố g ê mô tả i

B d liệu d ng đ ch y mô hình l d liệu



ng bao gồm



quan s t đ đ ợc



chọn lọc cho ph hợp với yêu c u c a mô hình hồi quy.

K t qu th ng kê mô t các bi n đ ợc cho trong b ng sau:

ảng 4.2:



t qu th ng ê mô t c c i n nghiên cứu trong mô hình



Variable



Obs



Mean



L1



120



24.642



L2



120



CAP



Std.



Min



Max



9.423



10.62



61.097



49.707



12.756



19.104



79.988



120



9.204



3.442



4.783



19.363



ROE



120



10.579



6.037



0.075



27.482



TOA



120



18.199



1.071



15.544



20.309



NPL



120



2.295



1.205



0.340



9.0



LDR



120



85.676



20.093



36.329



138.01



GDP



120



5.773



0.530



5.25



6.78



INF



120



8.515



5.193



1.840



18.13



Dev.



g



i



TATA



59



ựa v o



ng



t qu , ta th y



-Đ i với c c chỉ s thanh ho n: i tr trung ình c a t s c a to n

h ng trong mẫu nghiên cứu l

gi tr th p nh t



.



.



với đ lệch chu n l 9.4



n m



s



th p nh t đ t 9.



79.988% (DAB 2009).

nhiều so với hệ s



.



s



đ t



4 v đ t gi tr cao nh t l



i tr trung ình c a t s



(Seabank 2011).

.



4. 4



ng n



l 49.



4



.097%



với đ lệch chu n



ea an



v đ t cao nh t l



h vậy ta th y gi tr trung ình c a hệ s



cao h n



, vì trong t ng t i s n c a m t ng n h ng, c c ho n cho vay



th ờng chi m t trọng cao nh t, ti p đ n l c c t i s n lỏng. ên c nh đ , đ lệch

chu n c a hai hệ s n y



mức h cao, th hiện sự h c iệt trong quy mô t i s n



gi a c c ng n h ng c ng nh



nh h



ng to lớn c a sự



t n inh t l m cho c c t



s n y i n đ ng m nh qua c c n m.

rong c c nh n t

.



nh h



ng vi mô thì



với đ lệch chu n h cao



nh t l n l ợt l



. 9



. 9



4 v



cho vay trên huy đ ng c a c c

trì



c gi tr trung ình cao nh t đ t

, gi tr th p nh t l v gi tr cao

.



n m



cho th y t lệ



r t cao. uy nhiên, t lệ này ph i đ ợc duy



mức 80% tr xu ng vì thực t cho th y, việc c p tín dụng quá mức so với kh



n ng c n đ i v n c a



chính l nguyên nh n l m gi m thanh kho n c a



NHTM nghiêm trọng. ên c nh đ ,

c c i n còn l i



.



l



n m



.



,



c ng l



c gi tr trung ình l

v gi tr cao nh t l



th y sự h c iệt trong t c đ t ng tr

NHTM.



c nh n t còn l i nh



-Đ i với c c nh n t



nh h



,



,



9 với gi tr th p nh t



.4



n m



c đ lệch chu n t



ng v mô gi tr trung ình c a



n m 010 v gi tr trung ình c a



5.193 , gi tr th p nh t l



.



. 4



cho



ng lợi nhuận ròng v v n ch s h u c a c c



đ lệch chu n l 0.428 , gi tr th p nh t l

đ t .78



i n c đ lêch chu n cao so với



n m



.



n m

l



.



v cao nh t l



ng đ i th p.

l 5.825



với



v gi tr cao nh t

với đ lệch chu n l

.



n m



.



ua đ y cho th y c c y u t v mô c ng hông ngừng i n đ ng qua c c n m, đặc



60



iệt l t lệ l m ph t do ch u nh h



ng từ việc thay đ i chính s ch tiền tệ v t i



h a.

4.5 2 M trậ tư



g qu



t qu c a i m đ nh tự t

ả g 4 3:



a trận tự t



L1



ng quan c a mô hình đ ợc trình



y trong



ng quan gi a c c i n trong mô hình



L2



CAP



ROE



TOA



NPL



GDP



L1



1



L2



0.477



1



CAP



0.196



0.08



1



ROE



0.132



0.191



-0.238 1



TOA



-0.118 0.119



NPL



-0.117 -0.118 -0.02



-0.36



-0.116 1



GDP



0.074



0.067



0.084



0.025



1



INF



-0.352 -0.145 -0.139 -0.456 0.288



0.272



-0.075



LDR



-0.224 0.784



-0.561 0.381



-0.117 0.013



0.282



0.15



INF



c m it



t qu c a



ng ma trận tự t



-0.124 -0.254 0.007



1

-0.363



, mức t



chiều. rong hi đ , i n

v đ yl t



ng quan d



ng quan l

c m it



1



i



ng quan ta th y c c i n gi i thích đều



ng quan với i n đ c lập. rong đ , i n



chẽ nh t với t s



LDR



1



g

ựa v o



ng sau



.



c m it



v mức t



ng quan n y l ng ợc



ng quan m nh nh t với t s



ng. uy nhiên, c c hệ s t



ng quan chặt

.4



ng quan gi a c c i n c gi



tr th p đều nhỏ h n . .

4.5.3



t quả hồi qu



ừ mô hình nghiên cứu

ta đ ợc k t qu nh sau



trên với hai hiệu ứng Fixed effects và Random effects



61



4.5.3.1 iến phụ thuộc 1 T i sản thanh khoản Tổng t i sản

ả g 4 4.



t qu hồi quy mô hỉnh 4.1) theo

ẾN P Ụ T UỘC



Constant

CAP

ROE

TOA

NPL

LDR

GDP

INF

R-sq

Prob>F / Prob>chi2



hi



h r



h



v



FEM



REM



-17.322

(0.422)

0.663

(0.015)**

0.372

(0.008)***

2.986

(0.021)**

-1.25

(0.029)**

-0.975

(0.090)*

0.143

(0.905)

-1.137

(0.000)***



19.206

(0.296)

0.858

(0.001)***

0.223

(0.124)

1.256

(0.215)

-1.080

(0.063)*

-0.175

(0.000)***

0.571

(0.661)

-1.277

(0.000)***



0.4483



0.4070



0.0000

g



0.0000



h i



i



ầ



ghĩ



h



g



ại



ghĩ

h vậy, với hiệu ứng Fixed effects,tồn t i 6 bi n có m i t

.Đ l



chẽ với



đều với mức

ngh a



.



i n CAP, bi n TOA t lệ thuận và bi n NPL t lệ ngh ch với



ngh a

i n



ng quan h chặt



i n ROE t lệ thuận v

t lệ ngh ch với



t lệ ngh ch với



với mức



ngh a



mức ý



. Đặc iệt, hệ s



tr ớc các bi n đ c lập còn cho th y mức đ bi n đ ng c a bi n phụ thu c khi các

bi n n y thay đ i. Cụ th là n u bi n

(gi m t



ng ứng 0.663 .



ng tự, n u bi n ROE, TOA t ng gi m) 1% sẽ làm



cho L1 t ng gi m l n l ợt l

làm cho L1 gi m t ng t



t ng gi m) 1% sẽ khi n cho L1 t ng



.



v



.9



ng ứng 1,25%; i n



; n u bi n NPL t ng gi m) 1% sẽ

, INF n u t ng gi m) 1% sẽ



62



làm cho L1 gi m t ng t



ng ứng .9



v 1.137%. Bên c nh đ ,



quy còn cho th y bi n GDP hông c



ngh a th ng ê trong m i t



t qu hồi

ng quan với



thanh ho n ng n h ng.

Đ ph hợp c a mô hình l 44.



tức là 44.83% sự bi n đ ng c a L1 có th



gi i thích đ ợc nhờ 7 bi n đ c lập nêu trên, còn



.



sự bi n đ ng c a L1 có th



gi i thích đ ợc nhờ các bi n khác mà nghiên cứu ch a đề cập đ n nh t lệ t ng

tr



ng tín dụng, t lệ dự phòng r i ro tín dụng, l i su t c



n, lãi su t ình qu n



liên ngân hàng,...

Bên c nh đ , với hiệu ứng Random effects tồn t i 4 bi n có m i t

chặt chẽ với

với mức



.Đ l



ngh a



ng quan h



i n CAP t lệ thuận, bi n LDR, INF t lệ ngh ch với

i n NPL t lệ ngh ch với



mức



ngh a



đều



. Đặc iệt,



hệ s tr ớc các bi n đ c lập còn cho th y mức đ bi n đ ng c a bi n phụ thu c khi

các bi n n y thay đ i. Cụ th là n u bi n

(gi m t



ng ứng ,



.



làm cho L1 gi m t ng t



t ng



ng tự, n u bi n LDR, NPL, INF t ng gi m) 1% sẽ

ng ứng 0,175%; 1.08



c i n còn l i gồm

t



t ng gi m) 1% sẽ khi n cho



,



,



v 1.277%.



hông c



ngh a th ng ê trong m i



ng quan với thanh ho n.

Đ ph hợp c a mô hình l 40.7% tức là 40.7% sự bi n đ ng c a L1 có th gi i



thích đ ợc nhờ 7 bi n đ c lập nêu trên, còn 59.3% sự bi n đ ng c a L1 có th gi i

thích đ ợc nhờ các bi n khác nêu trên mà nghiên cứu ch a đề cập đ n.





i m đ nh hiện t ợng đa c ng tuy n



K t qu hồi quy trên cho

effects



.



đều nhỏ h n



v hiệu ứng



, cụ th là với hiệu ứng ixed



andom effects thì



. 99.



h vậy, ho n



to n hông c hiện t ợng đa c ng tuy n x y ra trong mô hình hồi quy trên.

 i m đ nh hiện t ợng ph

Đ



i m đ nh hiện t ợng ph



ng sai thay đ i



ng sai thay đ i c a mô hình, trong



n y t c gi sử dụng i m đ nh reusch- agan với gi thi t

ph



ng sai thay đ i.



0:Mô



i nghiên cứu



hình hông m c



63



t qu

thi t



0



i m đ nh cho th y Prob > chi2 = . 9



ngh a l mô hình hông x y ra hiện t ợng ph





ả g 4 5:



> .



nên ta ch p nhận gi



ng sai thay đ i.



i m đ nh ausman-test

t qu



CAP

ROE

TOA

NPL

GDP

INF

LDR



i m đ nh ausman-test c a mô hình 4.1)

(b)

fe



(B)

Re



sqrt(diag(V_b(b-B)

V_B))

Difference S.E.



.663

0.372

2.986

-1.250

0.143

-1.138

-0.098



0.858

0.223

1.256

-1.08

0.571

-1.277

-0.175



-0.195

0.149

1.730

-0.170

-0.428

0.140

0.078



0.088

0.764



0.032

i



chi2(7) = (b-B)'[(V_b-V_B)^(-1)](b-B)

=15.83

K t qu cho th y



Prob>chi 2 =0.027

hi- quare



đ n k t luận bác bỏ gi thuy t H0



.



v x c su t .



.



, từ đ c th đi



ô hình andom effects l ph hợp. Điều n y c



ngh a l mô hình ixed effects l mô hình ph hợp h n trong nghiên cứu. Ngoài ra,

k t qu R-sq c a mô hình ixed effects cao h n mô hình



andom effects càng



chứng tỏ cho đ m nh c a mô hình ixed effects trong nghiên cứu này.

4.5.3.2 iến phụ thuộc 2 Tổng cho vay Tổng t i sản

ả g 4 6.



t qu hồi quy mô hình 4.2) theo

ẾN P Ụ T UỘC 2



Constant

CAP

ROE



v

FEM



REM



29.225

(0.183)

0.379

(0.163)

-0.125

(0.371)



-9.988

(0.580)

0.064

(0.795)

-0.015

(0.916)



64



ẾN P Ụ T UỘC 2



FEM



TOA

NPL

LDR

GDP

INF

R-sq

Prob>F / Prob>chi2



REM



-0.995

(0.441)

1.174

(0.043)**

0.477

(0.000)***

-2.072

(0.091)*

0.470

(0.129)



1.366

(0.173)

1.150

(0.040)**

0.512

(0.000)***

-2.708

(0.03)**

0.351

(0.230)



0.5014



0.4696



0.0000



0.0000

gh



g

hi



h r



h



h i



ầ



ghĩ



gi

h



g



ại



ghĩ

h vậy, với hiệu ứng ixed effects, tồn t i 3 bi n có m i t

chẽ với

v



.Đ l



i n NPL, LDR t lệ thuận với L2 với mức



; bi n GDP t lệ ngh ch với



t ng (gi m) 1% sẽ khi n cho



mức



t ng gi m t



LDR t ng gi m) 1% sẽ l m cho



ngh a l n l ợt l 5%



ngh a 0%. Cụ th là n u bi n NPL

ng ứng 1.174 .



t ng gi m t



bi n GDP t ng gi m) 1% sẽ l m cho



ng quan h chặt



ng tự, n u bi n



ng ứng .4



ng ứng 2.072%.



go i ra,



k t qu hồi quy còn cho th y c c i n còn l i gồm



,



c m i



t



ngh a th ng kê.



ng quan với



gi m t ng t



%; ng ợc l i, n u



nh ng c c chỉ tiêu n y l i hông c



,



,



Đ ph hợp c a mô hình l 50.14% tức là 50.14% sự bi n đ ng c a L2 có th

gi i thích đ ợc nhờ 7 bi n đ c lập nêu trên, còn 49.86% sự bi n đ ng c a L2 có th

gi i thích đ ợc nhờ các bi n khác đ nêu trên mà nghiên cứu ch a đề cập đ n.

Bên c nh đ , với hiệu ứng Random effects c ng tồn t i 4 bi n có m i t

khá chặt chẽ với

l ợt l



.Đ l



i n NPL, LDR t lệ thuận với L2 với mức



v 1%; bi n GDP t lệ ngh ch với



bi n NPL, LDR t ng gi m) 1% sẽ khi n cho



mức



ng quan

ngh a l n



ngh a 5%. Cụ th là n u



t ng gi m t



ng ứng 1.15% v