Hiệu quả kinh doanh các ngân hàng thương mại cổ phần nhà nước không nắm giữ tỷ lệ cổ phần chi phối ở Việt Nam

Nội dung text: Hiệu quả kinh doanh các ngân hàng thương mại cổ phần nhà nước không nắm giữ tỷ lệ cổ phần chi phối ở Việt Nam

1. INTERNATIONAL CONFERENCE FOR YOUNG RESEARCHERS IN ECONOMICS & BUSINESS 2019 ICYREB 2019 HIỆU QUẢ KINH DOANH CÁC NGÂN HÀNG THƢƠNG MẠI CỔ PHẦN NHÀ NƢỚC KHƠNG NẮM GIỮ TỶ LỆ CỔ PHẦN CHI PHỐI Ở VIỆT NAM BANK PERFORMANCE OF JOINT-STOCK COMMERCIAL BANKS IN WHICH THE STATE DOES NOT HOLD A MAJORITY SHARE IN VIETNAM Nguyễn Thị Vân, Nguyễn Thị Thu Học viện Ngân Hàng vannguyen@hvnh.edu.vn TĨM TẮT Các ngân hàng Thương mại Cổ phần mà Nhà nước khơng nắm giữ tỷ lệ cổ phần chi phối tại Việt Nam là khối doanh nghiệp năng động, cĩ tốc độ tăng trưởng nhanh và thị phần ngày càng được mở rộng. Vai trị của khối các ngân hàng này trong trong việc thúc đẩy tăng trưởng kinh tế ngày càng trở nên quan trọng, đặc biệt trong bối cảnh cách mạng 4.0 khi khả năng áp dụng cơng nghệ vào hoạt động kinh doanh của khối các ngân hàng này cao hơn hẳn các ngân hàng thương mại Nhà nước. Việc đánh giá hiệu quả kinh doanh của nhĩm ngân hàng này là một vấn đề đáng được quan tâm hiện nay trong khi các nghiên cứu định lượng về vấn đề này tại Việt Nam rất ít. Do đĩ, bài nghiên cứu sử dụng mơ hình tác động ngẫu nhiên (random effect model) để ước lượng tỷ suất sinh lời của tổng tài sản của các ngân hàng này và kết quả cho thấy tăng trưởng kinh tế cĩ ảnh hưởng mạnh đến khả năng sinh lời. Ngồi ra, trong khi quy mơ và mức độ vốn hĩa cĩ tác động cùng chiều thì rủi ro tín dụng và mức độ đầu tư vào cơng nghệ thơng tin lại cĩ tác động ngược chiều lên khả năng sinh lời của ngân hàng. Từ khĩa: khả năng sinh lời, ROA, hiệu quả kinh doanh ngân hàng, yếu tố kinh tế vĩ mơ, nhân tố thuộc về ngân hàng, hồi quy dữ liệu bảng. ABSTRACT Private joint-stock commercial banks which the state does not hold a majority share in Vietnam are very dynamic and have a high growth rate with an increasing market share. In the context of industrial evolution 4.0, role of these banks becomes much more important in promoting economic growth because information technology investments of these banks are more than those of state-owned commercial banks. The evaluation of these banks’performance is worthy of attention although the number of studies in this field is relatively small. Thus, this study uses random effect model to estimate bank profitability measured by return on asset (ROA). The findings are economic growth affects strongly on bank profitability. In addition, while bank size and capitalization have a positive relationship with bank profitability, credit risk and information technology investment impact on ROA negatively. Keywords: Profitability, ROA, performance, macro-economic factors, bank-specific factors, panel data regression. 1. Giới thiệu Các ngân hàng thương mại cĩ vai trị đặc biệt quan trọng đối với sự phát triển kinh tế của một quốc gia và Việt Nam cũng khơng phải là một ngoại lệ. Hệ thống ngân hàng chính là huyết mạch của tồn bộ nền kinh tế. Nĩ là kênh phân phối vốn, tiếp cận vốn chủ yếu của doanh nghiệp và người tiêu dùng. Hệ thống ngân hàng hoạt động cĩ hiệu quả sẽ giúp doanh nghiệp gia tăng khả năng tiếp cận vốn, kích thích tái đầu tư và phát triển sản xuất, thúc đẩy phát triển kinh tế. Hoạt động của hệ thống ngân hàng cĩ hiệu quả cũng nghĩa là nền kinh tế đang tăng trưởng và phát triển và ngược lại. Chính vì vậy, hiệu quả kinh doanh của các ngân hàng thương mại chính cũng là một dấu hiệu liên quan đến tăng trưởng kinh tế quốc gia. Ở Việt Nam, các ngân hàng thương mại mà Nhà nước nắm giữ tỷ lệ cổ phần chi phối hiện đang chiếm thị phần lớn, tuy nhiên hoạt động của các ngân hàng thương mại mà Nhà nước khơng nắm giữ tỷ lệ cổ phần chi phối ngày càng năng động và phát triển mạnh, cĩ mức thị phần ngày càng tăng lên cùng với sự gia tăng về chất lượng dịch vụ, sự đang dạng hĩa về sản phẩm và quy trình cho vay linh hoạt. Ngồi ra, các ngân hàng cổ phần trong thời gian gần đây cĩ sự đầu tư lớn về cơng nghệ dẫn đến tiềm năng phát triển và mở rộng thị phần ngày càng tăng lên. Chính vì vậy, vai trị của các ngân hàng thương mại cổ phần mà Nhà nước khơng nắm giữ tỷ lệ cổ phần chi phối ngày càng trở nên quan trọng đối với sự phát 517
2. INTERNATIONAL CONFERENCE FOR YOUNG RESEARCHERS IN ECONOMICS & BUSINESS 2019 ICYREB 2019 triển kinh tế quốc gia. Tại Việt Nam, việc đánh giá hiệu quả kinh doanh của các ngân hàng thương mại thu hút được sự quan tâm và chú ý của nhiều học giả và các chuyên gia thực tế trong hoạt động kinh doanh ngân hàng. Tuy nhiên, chưa cĩ nghiên cứu định lượng nào về hiệu quả hoạt động của khối các ngân hàng thương mại cổ phần. Chính vì vậy, bài nghiên cứu này tập trung đánh giá các nhân tố tác động đến hiệu quả kinh doanh của các ngân hàng thương mại cổ phần mà khơng nắm giữ tỷ lệ cổ phần chi phối tại Việt Nam. Từ đĩ, bài nghiên cứu cung cấp các cơ sử giúp các nhà hoạch định chính sách hoặc/và các nhà lãnh đạo ngân hàng đưa ra những chiến lược nhằm nâng cao hiệu quả hoạt động của các ngân hàng này. 2. Cơ sở lý thuyết và phƣơng pháp nghiên cứu 2.1. Cơ sở lý thuyết Với vai trị quan trọng của hệ thống ngân hàng trong nền kinh tế, hiệu quả kinh doanh ngân hàng thường được đo lường bởi khả năng sinh lời của ngân hàng thương mại và nhận được nhiều sự quan tâm của các học giả, nhà nghiên cứu và những chuyên gia thực tế trên khắp thế giới. Bảng 1 tổng hợp các nghiên cứu trước đây liên quan đến chủ đề này. Bảng 1: Tổng hợp nghiên cứu về các nhân tố tác động đến khả năng sinh lời của ngân hàng thƣơng mại Phạm vi Phƣơng pháp Tác giả Kết quả nghiên cứu nghiên cứu Các yếu tố kinh tế vĩ mơ khơng ảnh hưởng đến khả năng Kiganda (2014) Kenya Hồi quy sinh lời của ngân hàng ở Kenya Tỷ lệ lạm phát tác động tiêu cực đến khả năng sinh lời, Saeed (2014) UK Hồi quy quy mơ của ngân hàng giúp tăng khả năng sinh lời Al-Jafari and Kết luận tỷ lệ lạm phát và tăng trưởng kinh tế đều cĩ ảnh Sirya GMM Alchami (2014) hưởng đến khả năng sinh lời của ngân hàng Dawood (2014) Pakistan Hồi quy Kết luận mức vốn hĩa cĩ ảnh hưởng đến khả năng sinh lời Các tiểu Chowdhury vương quốc Ả GMM Mức độ vốn hĩa làm tăng khả năng sinh lời (2015) Rập –UAE Aftab và cộng Pakistan Các ngân hàng tư nhân khả năng sinh lời tốt hơn khối các Hồi quy sự (2015) ngân hàng Nhà nước Uỷ ban Châu Phân tích nhân Tốc độ tăng trưởng kinh tế cĩ tác động tích cực và mạnh Boitan (2015) ÂU- EU quả Granger đén khả năng sinh lời của ngân hàng Các yếu tố kinh tế vĩ mơ cĩ tầm quan trọng tương đương Duraj and Moci Albania Hồi quy với các nhân tố thuộc về ngân hàng trong việc đánh giá (2015) khả năng sinh lời của ngân hàng Tỷ lệ lãi suất hiệu dụng cĩ tác động ngược chiều lên khả Noman và cộng Bangladesh GMM năng sinh lời trong khi mức độ vốn hĩa, quy mơ ngân sự (2015) hàng và tỷ lệ lạm phát cĩ tác động cùng chiều Pradhan and Mức độ đủ vốn cao sẽ tác động tích cực lên khả năng sinh Nê-pan Hồi quy Shrestha (2016) lời của ngân hàng Alhassan và Ghana DAE Quy mơ và khả năng sinh lời cĩ mối quan hệ cùng chiều cộng sự (2016) 518
3. INTERNATIONAL CONFERENCE FOR YOUNG RESEARCHERS IN ECONOMICS & BUSINESS 2019 ICYREB 2019 Garcia and Lãi suất khơng cĩ tác động đến khả năng sinh lời của Bồ Đào Nha Hồi quy Guerreiro (2016) ngân hàng Ariyadasa et al. Sri Lanka VECM Lãi suất và nợ xấu làm giảm khả năng sinh lời (2016) Mối quan hệ giữa rủi ro tín dụng và khả năng sinh lời là Tan et al. (2016) Trung Quốc GMM mối quan hệ ngịch Islam and Lãi suất cĩ tác động tích cực lên khả năng sinh lời của Nishiyama Nam Á GMM ngân hàng (2016) Anarfi và cộng Quy mơ ngân hàng và tỷ lệ tiền gửi khơng cĩ ảnh hưởng Ghana Hồi quy sự (2016) đến khả năng sinh lời của ngân hàng Khatun and Băng la đét Hồi quy Mức độ vốn hĩa cĩ tác động tích cực lên khả năng sinh lời Siddiqui (2016) 78 ngân hàng Khơng phải các biến kinh tế vĩ mơ mà chính các biến Ahmad và cộng tại châu Á và Hồi quy thuộc về ngân hàng mới tác động đến hiệu quả kinh doanh sự (2016) 89 ngân hàng ngân hàng tại châu Mỹ Makram Nouaili, Mức vốn hĩa cĩ tác động cùng chiều trong khi quy mơ Ezzeddine Tunisia Hồi quy ngân hàng cĩ tác động ngược chiều lên khả năng sinh lời Abaoub, Anis Ochi (2015) Alex Williams Việc gia tăng nắm giữ các tài sản thanh khoản khơng làm Jamaica OLS và GMM (2012) tăng khả năng sinh lời của ngân hàng Nợ xấu, mức vốn hĩa và tốc độ tăng trưởng kinh tế GDP Emmanuel Lawa Nam Phi Hồi quy cĩ tác động mạnh đến hiệu quả kinh doanh của ngân hàng và các cộng sự ở Nam Phi. Nguồn: Serhat Yüksel và các cộng sự (2018) và tổng hợp của tác giả Cụ thể, Emmanuel Lawa và các cộng sự nghiên cứu các nhân tố tác động đến hiệu quả kinh doanh ngân hàng với 3 nhĩm biến độc lập: các biến đặc trưng của ngân hàng, các biến đặc trưng của ngành và các biến kinh tế vĩ mơ mơ tả ảnh hưởng của nền kinh tế. Bài nghiên cứu sử dụng dữ liệu bảng được thu thập cho 4 ngân hàng lớn nhất tại Nam Phi với quy mơ tài sản chiếm 80% tổng tài sản của tồn ngành ngân hàng, từ năm 1995 đến 2013. Nghiên cứu sử dụng mơ hình tác động ngẫu nhiên (random effect analysis) và kết quả đã chỉ ra rằng, nợ xấu, mức vốn hĩa và tốc độ tăng trưởng kinh tế GDP cĩ tác động mạnh đến hiệu quả kinh doanh của ngân hàng ở Nam Phi. Alex Williams (2012) nghiên cứu hiệu quả của hệ thống ngân hàng Jamaica và đánh giá tác động của việc nắm giữ các tài sản cĩ tính thanh khoản đến khả năng sinh lời của ngân hàng trong việc tăng sức mạnh của hệ thống tài chính. Về phương pháp nghiên cứu: Alex Williams (2012) sử dụng 2 cách tiếp cận phân tích dữ liệu. Một là phương pháp hồi quy bình phương nhỏ nhất OLS để ước lượng tỷ suất sinh lời trên tổng tài sản cho từng ngân hàng, hai là sử dụng phương pháp GMM 2 bước cho các dữ liệu bảng thu thập được từ hệ thống ngân hàng. Kết quả nghiên cứu chỉ ra rằng, việc nắm giữ các tài sản thanh khoản khơng làm tăng khả năng sinh lời của các ngân hàng tại Jamaica. Makram Nouaill, Ezzeddine Abaoub, Anis Ochi (2015) nghiên cứu các nhân tố tác động đến hiệu quả kinh doanh ngân hàng tại Tunisia suốt giai đoạn sau cải cách kinh tế. Các nhân tố tác động cũng được chia làm 2 nhĩm: các biến bên trong mang đặc trưng của ngân hàng và các biến bên ngồi đặc trưng cho tác động của nền kinh tế vĩ mơ được phân tích bởi mơ hình hồi quy tuyến tính của Bourke (1989). 519
4. INTERNATIONAL CONFERENCE FOR YOUNG RESEARCHERS IN ECONOMICS & BUSINESS 2019 ICYREB 2019 Kết quả nghiên cứu cho thấy, mức vốn hĩa của ngân hàng tác động cùng chiều lên khả năng sinh lời trong khi quy mơ của ngân hàng cĩ tác động ngược chiều lên các hệ số sinh lời gồm cĩ lãi suất cận biên, tỷ suất sinh lời của tổng tài sản và tỷ suất sinh lời của vốn chủ sở hữu. Đối với các biến kinh tế vĩ mơ, trong khi tăng trưởng kinh tế tạo điều kiện để các ngân hàng cĩ khả năng sinh lời tốt hơn thì tỷ lệ lạm phát lại cĩ mối quan hệ ngược chiều với khả năng sinh lời. Serhat Yüksel, Shahriyar Mukhtarov, Elvin Mammadov and Mustafa Ưzsari (2018) sử dụng phương pháp phân tích ảnh hưởng cố định (fix effect) và phương pháp GMM (general method of moments) để phân tích tác động của các nhân tố đến khả năng sinh lời của các ngân hàng 13 nước Xơ Viết cũ. Kết quả nghiên cứu chỉ ra rằng, trong khi tăng trưởng kinh tế và thu nhập ngồi lãi cĩ tác động tích cực đến khả năng sinh lời của ngân hàng thì tỷ lệ nợ trên GDP lại cĩ tác động ngược chiều. Nguyên nhân được đưa ra là tỷ lệ nợ tăng lên khiến rủi ro tín dụng gia tăng, mặt khác làm tăng chi phí trích lập dự phịng, mặt khác làm tăng rủi ro mất vốn. Như vậy, theo các nghiên cứu trước đây, ROA được sử dụng khá phổ biến là đại lượng đi lường khả năng sinh lời của ngân hàng. Nhĩm các nhân tố giải thích gồm các nhân tố đặc trưng cho hoạt động của ngân hàng thương mại thường gồm các nhân tố chính: quy mơ tổng tài sản, mức độ vốn hĩa, rủi ro tín dụng và các yếu tố vĩ mơ gồm: lạm phát, lãi suất và tăng trưởng kinh tế. Tuy nhiên, trong bối cảnh cách mạng 4.0 cĩ tác động mạnh đến hoạt động của tất cả các doanh nghiệp trong nền kinh tế, đặc biệt là ngành tài chính ngân hàng. Cĩ nhiều học giả cho rằng mức cơng nghệ thơng tin cĩ ảnh hưởng lớn đến khả năng sinh lời của ngân hàng thương mại. Một số nghiên cứu cĩ đề cập đến tác động của mức độ đầu tư vào cơng nghệ đến hiệu quả kinh doanh ngân hàng như các nghiên cứu của Hussam-eldin Daoud, Torki M. Al-Fawwaz, Yaser Arabyat (2016); An and Choi (2004), Jun, S (2006) Về phương pháp nghiên cứu, phương pháp được sử dụng phổ biến là hồi quy theo mơ hình đánh giá tác động cố định (fix effect) và mơ hình đánh giá tác động ngẫu nhiên (random effect) và phương pháp GMM cho dữ liệu bảng. Tại Việt Nam, cĩ một số tác giả nghiên cứu về tác động của các yếu tố đến hiệu quả kinh doanh của các ngân hàng thương mại như Jonathan Batten & Xuan Vinh Vo (2019). Nghiên cứu thu thập dữ liệu về các ngân hàng thương mại từ 2006 đến 2014 để phân tích và kết quả cho rằng quy mơ của ngân hàng, mức vốn hĩa, rủi ro, chi phí và năng suất cĩ tác động mạnh đến khả năng sinh lời và cả các nhân tố thuộc về bản thân ngân hàng cũng như những yếu tố kinh tế vĩ mơ đều cĩ ảnh hưởng đến khả năng sinh lời của ngân hàng. Le, Tu (2017): Nghiên cứu sử dụng phương pháp GMM để ước lượng khả năng sinh lời cho dữ liệu bảng thu thập cho các ngân hàng Việt Nam giai đoạn 2005-2015. Kết quả nghiên cứu cho thấy, giả thuyết về cấu trúc hiệu quả (efficient-structure hypothesis) đúng với những ngân hàng cĩ quy mơ cho vay lớn hơn, rủi ro thanh khoản thấp hơn, cả ngân hàng niêm yết và ngân hàng nhỏ và hệ thống ngân hàng cĩ mức độ tập trung thấp hơn thì sẽ cĩ khả năng sinh lời tốt hơn. Le Thanh Tam, Pham Xuan Trang & Le Nhat Hanh (2017), sử dụng dữ liệu bảng thu thập từ 9 ngân hàng thương mại được niêm yết trên HNX và HOSE từ 2007-2013 nghiên cứu những nhân tố tác động đến khả năng sinh lời của ngân hàng và kết luận rằng những ngân hàng cĩ quy mơ nhỏ hơn cĩ khả năng sinh lời tốt hơn, tốc độ tăng tổng tài sản và lãi suất cĩ tác động cùng chiều đến khả năng sinh lời. Duong Thuy Nguyen, Huyen Thanh Ta và Huong Thi Diem Nguyen (2017) sử dụng dữ liệu bảng từ 13 ngân hàng thương mại Việt Nam giai đoạn 2006-2016 để phân tích các nhân tố tác động đến khả năng sinh lời của ngân hàng và chỉ ra rằng mức độ sở hữu của cổ đơng nước ngồi, rủi ro tín dụng cĩ tác động ngược chiều đến khả năng sinh lời trong khi tỷ lệ sở hữu Nhà nước, quy mơ tài sản và các biến kinh tế vĩ mơ khơng cĩ ý nghĩa thống kê trong mối quan hệ với lợi nhuận. 520
5. INTERNATIONAL CONFERENCE FOR YOUNG RESEARCHERS IN ECONOMICS & BUSINESS 2019 ICYREB 2019 2.2. Khoảng trống nghiên cứu Trong các nghiên cứu về đánh giá khả năng sinh lời của ngân hàng thương mại tại Việt Nam: thứ nhất, chưa cĩ nghiên cứu nào tập trung cho nhĩm đối tượng là nhĩm các ngân hàng thương mại cổ phần mà Nhà nước khơng nắm giữ tỷ lệ cổ phần chi phối - khối các ngân hàng năng động và cĩ nhiều tiềm năng phát triển, thúc đẩy tăng trưởng kinh tế. Thứ hai, chưa cĩ nghiên cứu nào đề cập đến vai trị của việc đầu tư cho cơng nghệ thơng tin đối với khả năng sinh lời của ngân hàng thương mại trong bối cảnh cách mạng 4.0 hiện nay. Chính vì vậy, bài nghiên cứu này sẽ đánh giá các nhân tố tác động đến khả năng sinh lời của 14 ngân hàng thương mại cổ phần mà Nhà nước khơng nắm giữ tỷ lệ cổ phần chi phối tại Việt Nam, sử dụng phương pháp phổ biến là mơ hình đánh giá tác động cố định và mơ hình đánh giá tác động ngẫu nhiên bởi vì các ngân hàng được lựa chọn đều là các ngân hàng cĩ quy mơ trung bình nên dữ liệu tương đối đồng nhất. Dựa trên các nghiên cứu trước đây, các biến giải thích được lựa chọn gồm: các biến thuộc về ngân hàng: quy mơ tài sản, mức độ vốn hĩa, rủi ro tín dụng, mức độ đầu tư vào cơng nghệ thơng tin và các biến vĩ mơ gồm: chu kỳ kinh tế (tốc độ tăng trưởng kinh tế), lạm phát, lãi suất (lãi suât tái chiết khấu). 2.3. Giả thuyết nghiên cứu Giả thuyết Biến giải thích Tác động đến khả năng sinh lời H1 Tổng tài sản + H2 Mức độ vốn hĩa + H3 Rủi ro tín dụng - H4 Đầu tư cơng nghệ thơng tin - H5 Tăng trưởng kinh tế + H6 Lạm phát - H7 Lãi suất - 2.4. Phương pháp nghiên cứu Bài nghiên cứu sử dụng phương pháp phân tích tác động ngẫu nhiên (REM) và tác động cố định (FEM) để đánh giá tác động của các 2 nhĩm nhân tố lên hiệu quả kinh doanh của các ngân hàng thương mại cổ phần Việt Nam. Nhĩm nhân tố phản ánh đặc điểm kinh doanh của mỗi ngân hàng gồm cĩ: quy mơ (tổng tài sản), mức độ đủ vốn (tỷ lệ vốn chủ sở hữu trên tổng tài sản), tính thanh khoản (tỷ lệ tổng dư nợ trên tổng tài sản), chất lượng tín dụng (tỷ lệ nợ xấu), mức độ áp dụng cơng nghệ thơng tin vào hoạt động kinh doanh (giá trị đầu tư vào cơng nghệ thơng tin) và nhĩm nhân tố phản ánh các tác động yếu tố kinh tế vĩ mơ gồm: lạm phát, tăng trưởng kinh tế và lãi suất điều hành. Sau đĩ, sử dụng kiểm định Hausman để lựa chọn mơ hình phù hợp. Sau đĩ, tác giả tiếp tục sử dụng các kiểm định đa nhân tử Breusch and Pagan Lagrangian cho khuyết tật phương sai sai số thay đổi, kiểm định Wooldridge cho hiện tượng tự tương quan và thơng qua hệ số VIF để kiểm định hiện tượng đa cộng tuyến. Mơ hình phù hợp cuối cùng là mơ hình đã được khắc phục tất cả các khuyết tật. 2.4.1. Dữ liệu nghiên cứu Dữ liệu bảng được thu thập từ báo cáo tài chính của 14 ngân hàng thương mại cổ phần tại Việt Nam (mục lục 1: danh sách các ngân hàng), cĩ sự tương đồng về quy mơ: nhỏ, về mơ hình hoạt động: cổ phần 100%, khơng tác động của yếu tố sở hữu Nhà nước trong khoảng thời gian từ 2005 đến 2018. Các dữ liệu kinh tế vĩ mơ được lấy từ website của tổng cục thống kê và các thơng tư của ngân hàng Nhà nước liên quan đến lãi suất tái chiết khấu. 521
6. INTERNATIONAL CONFERENCE FOR YOUNG RESEARCHERS IN ECONOMICS & BUSINESS 2019 ICYREB 2019 2.4.2. Các biến trong mơ hình Bài nghiên cứu sử dụng dữ liệu bảng, lựa chọn các biến và phương pháp phân tích tác động ngẫu nhiên dựa trên nghiên cứu của Emmanuel Lawa và cộng sự, (2017). Theo đĩ, các biến gồm cĩ: khả năng sinh lời (ROA), quy mơ (tổng tài sản), mức độ vốn hĩa, mức đầu tư cho cơng nghệ thơng tin, rủi ro tín dụng, tăng trưởng kinh tế, tỷ lệ lạm phát và lãi suất. Bảng 2: Mơ tả các biến trong mơ hình Biến giải thích Ký hiệu Cách tính Các nghiên cứu Tỷ suất sinh lời của ROA Lợi nhuận sau thuế/Tổng Molyneux and Thornton (1992), Claessens and tổng tài sản tài sản Laeven (2004) and Mamatzakis and Bermpei (2016). Tổng tài sản TA Logarit tự nhiên của tổng Pasiouras và cộng sự (2007); Kasman (2010), tài sản Athanasoglou và cộng sự (2008). Mức độ vốn hĩa EAR Vốn chủ sở hữu/Tổng Molyneux and Thornton (1992); Ahmad và cộng sự. tài sản (2016); Hanna (2016); Djalilov and Piesse (2016); Rủi ro tín dụng NPL Nợ xấu/tổng dư nợ Đầu tư cơng nghệ ITI Logarit tự nhiên của giá Hussam-eldin Daoud, Torki M. Al-Fawwaz, Yaser; thơng tin trị đầu tư vào cơng nghệ An and Choi (2004), Jun, S (2006), thơng tin Tăng trưởng kinh tế GDP Logarit tự nhiên của tổng Kiganda (2014); Saeed (2014); Al-Jafari and sản phẩm quốc nội Alchami (2014) Lạm phát INFL Tỷ lệ lạm phát hàng năm Kiganda (2014); Saeed (2014); Al-Jafari and Alchami (2014) Lãi suất INR Tỷ lệ lãi suất tái chiết khấu Nguồn: tổng hợp của tác giả Quy mơ của ngân hàng: Quy mơ của ngân hàng thường được đo lường bởi tổng tài sản của ngân hàng. Tác động của quy mơ đến hiệu quả kinh doanh ngân hàng cũng rất khác nhau bởi các nguồn dữ liệu nghiên cứu cũng như đối tượng nghiên cứu của các bài nghiên cứu là khác nhau. Theo một số tác giả như Pasiouras và cộng sự (2007), tác động của tổng tài sản lên hiệu quả kinh doanh là cùng chiều. Nguyên nhân là do lợi thế về quy mơ nên các ngân hàng lớn thường huy động được vốn với chi phí thấp hơn. Ngược lại, một số nghiên cứu chỉ ra mối quan hệ này là ngược chiều (Kasman (2010). Kasman thu thập dữ liệu bảng của 431 ngân hàng từ 39 quốc gia và phát hiện ra quy mơ ngân hàng được đo lường bởi tổng tài sản cĩ tác động ngược chiều lên hiệu quả kinh doanh ngân hàng được đo lường bởi tỷ lệ lãi rịng. Liên quan đến quy mơ ngân hàng. Tuy nhiên, cũng cĩ nghiên cứu chỉ ra quy mơ ngân hàng khơng tác động lên hiệu quả kinh doanh ngân hàng như nghiên cứu của Athanasoglou và cộng sự (2008). Mức độ vốn hĩa (capitalization) thường được đo lường bởi tỷ lệ vốn chủ sở hữu trên tổng tài sản. các nghiên cứu trước đây chỉ ra rằng, tỷ lệ này cĩ tác động cùng chiều lên tỷ suất sinh lời trên tổng tài sản (ROA) ngân hàng bởi vì với mức độ an tồn vốn của ngân hàng cao hơn, ngân hàng chấp nhận cho vay những khoản vay rủi ro cao hơn với mức sinh lời cao hơn, từ đĩ làm tăng hiệu quả kinh doanh. Chất lượng tín dụng (Credit quality) được đo lường bởi tỷ lệ nợ xấu (non-performing loans). Hầu hết các nghiên cứu trước đây đều chỉ ra rằng chất lượng tín dụng tốt sẽ làm tăng hiệu quả kinh doanh ngân hàng và ngược lại. Bởi vì chất lượng tín dụng tốt, tức là tỷ lệ nợ xấu thấp, chi phí trích lập dự phịng cũng như tỷ lệ nợ khơng cĩ khả năng thu hồi thấp, và hiệu quả kinh doanh ngân hàng tăng lên. Nguồn lực về cơng nghệ thơng tin: Trong xu thế cách mạng 4.0 hiện nay, sự phát triển về cơng nghệ thơng tin cĩ ảnh hưởng lớn đến hiệu quả và tốc độ phát triển của tất cả các doanh nghiệp. Theo lý thuyết về các nguồn lực của doanh nghiệp, (RBV- resource-based view), cơng nghệ thơng tin cũng là một lợi thế cạnh tranh của doanh nghiệp. Doanh nghiệp nào sở hữu nguồn lực cơng nghệ lớn sẽ cĩ lợi thế trên 522
7. INTERNATIONAL CONFERENCE FOR YOUNG RESEARCHERS IN ECONOMICS & BUSINESS 2019 ICYREB 2019 thị trường. Ngân hàng là loại hình doanh nghiệp cĩ mức độ áp dụng cơng nghệ thơng tin vào các hoạt động kinh doanh rất cao. Cơng nghệ thơng tin ảnh hưởng đến tất cả các hoạt động của ngân hàng. Nĩ khơng những giúp giảm chi phí giao dịch, thay đổi mơ hình kinh doanh, đa dạng các kênh phân phối sản phẩm và mang lại sự thuận tiện, gia tăng tiện ích cho khách hàng, từ đĩ tăng doanh thu và tăng hiệu quả kinh doanh. Cơng nghệ thơng tin tác động mạnh nhất đến các sản phẩm dịch vụ ngân hàng điện tử, các hình thức thanh tốn khơng dùng tiền mặt: ATM, POS, QRpay, mobi-banking, là những hoạt động mang lại nguồn thu từ phí dịch vụ (thu nhập ngồi lãi) lớn cho ngân hàng. Tuy nhiên, chi phí đầu tư ban đầu cho cơng nghệ tương đối lớn. Nếu mức độ tăng doanh thu khơng đủ trang trải các chi phí thì việc đầu tư vào cơng nghệ sẽ làm giảm hiệu quả kinh doanh ngân hàng. Ở Việt Nam hiện nay, xu hướng đầu tư mạnh vào cơng nghệ thơng tin diễn ra ở tất cả các ngân hàng, đặc biệt mạnh mẽ là các ngân hàng cổ phần. Giá trị đầu tư vào cơng nghệ thơng tin được đo lường bằng tổng giá trị đầu tư vào phần cứng (máy mĩc thiết bị-hardware) và giá trị bản quyền cho các phần mềm (software) cộng với chi phí cho đào tạo nhân sự về cơng nghệ thơng tin. (Syrine Ben Romdhane, 2013). Tuy nhiên, ở Việt Nam, chi phí nhân sự riêng cho lĩnh vực cơng nghệ thơng tin tương đối nhỏ so với chi phí của phần cứng và phần mềm. Do đĩ, giá trị này khơng được tính trong tổng giá trị đầu tư vào cơng nghệ thơng tin. Tác động của cơng nghệ thơng tin lên hiệu quả kinh doanh ngân hàng cũng rất khác nhau. Một số nghiên cứu chỉ ra rằng, đầu tư vào cơng nghệ thơng tin làm tăng hiệu quả kinh doanh (Bharadwaj, 2000; Hussam-eldin Daoud, Torki M. Al-Fawwaz, Yaser Arabyat, 2016), một số nghiên cứu chỉ ra kết quả ngược lại (Siam, 2006 & Ross, 2002). Cũng cĩ những nghiên cứu kết luận khơng cĩ mối quan hệ nào giữa đầu tư vào CNTT và khả năng sinh lời của ngân hàng. Lạm phát: Theo Revel (1979), lạm phát sẽ làm giảm hiệu quả kinh doanh ngân hàng. Giải thích cho điều này, Naceur and Kandil (2009) nhấn mạnh hoạt động chính của ngân hàng thương mại là cung cấp các khoản nợ cho khách hàng. Lạm phát tăng sẽ làm tăng chi phí vay nợ và làm giảm nhu cầu vay của khách hàng. Ngân hàng cho vay được ít hơn và mức sinh lời cũng thấp hơn. Tốc độ tăng trưởng kinh tế: Francis (2013) kết luận rằng tốc độ tăng trưởng kinh tế cĩ vai trị quan trọng trong khả năng sinh lời của ngân hàng. Lãi suất: Chính là chi phí của vốn vay. Nĩ xác định chi phí của một khoản vay của khách hàng đồng thời cũng xác định chi phí huy động vốn của chính bản thân ngân hàng, từ đĩ ảnh hưởng đến khả năng sinh lời của ngân hàng. Lãi suất được lựa chọn đưa vào mơ hình này là lãi suất tái cấp vốn của Việt Nam năm 2005 đến 2018. Lãi suất này thể hiện sự điều hành chính sách của ngân hàng Nhà nước trong từng thời kỳ kinh tế cụ thể. Lãi suất tái chiết khấu cao, làm tăng chi phí huy động vốn và chi phí đi vay, giảm nhu cầu vay vốn ngân hàng, thắt chặt tăng trưởng tín dụng. Ngược lại, để thúc đẩy tăng trưởng kinh tế, ngân hàng Nhà nước thường giảm lãi suất điều hành, từ đĩ tăng cầu vốn vay, kích thích tiêu dùng và hỗ trợ tăng trưởng tín dụng, thúc đẩy tăng trưởng kinh tế. 2.4.3. Mơ hình hồi quy Theo các nghiên cứu trước đây, các nhân tố tác động tới hiệu quả kinh doanh ngân hàng gồm 2 nhĩm chính: nhĩm nhân tố bên trong ngân hàng gồm các yếu tố liên quan đến đặc điểm của từng ngân hàng cụ thể gồm: quy mơ được đo lường bởi tổng tài sản, cấu trúc vốn (mức độ đủ vốn) được đo lường bởi tỷ lệ vốn chủ sở hữu trên tổng tài sản, chất lượng tín dụng được đo lường bởi tỷ lệ nợ xấu, đầu tư vào cơng nghệ thơng tin (An, K & Choi, K, 2004, Athanasoglou, P.P., Delis, M.D., Staikouras, C.K., 2006), và các biến kinh tế vĩ mơ gồm tăng trưởng kinh tế, lạm phát, lãi suất. ROAit = + 1*TAit + 2 *EARit + 3*NPLit + 4*ITIit +5 *GDPit + 6*INFLit + 7*INRit + it (1) Trong đĩ: : Hệ số chặn của mơ hình, đại diện cho những nhân tố tác động đến tỷ suất sinh lời của tổng tài sản khơng thay đổi theo thời gian. TAit: Thể hiện tổng tài sản của ngân hàng i tại thời điểm t, được đo bằng logarit tự nhiên của tổng tài sản. 523
8. INTERNATIONAL CONFERENCE FOR YOUNG RESEARCHERS IN ECONOMICS & BUSINESS 2019 ICYREB 2019 EARit: : Thể hiện mức độ đủ vốn của ngân hàng I tại thời điểm t, tính bằng vốn chủ sở hữu trên tổng tài sản. NPLit: Tỷ lệ nợ xấu của ngân hàng i tại thời gian t. ITIit: Giá trị đầu tư cho cơng nghệ thơng tin, được tính bằng logarit tự nhiên của giá trị đầu tư vào cơng nghệ thơng tin. GDPit: Thể hiện tốc độ tăng trưởng kinh tế, được đo lường bởi logarit tự nhiên của tổng sản phẩm quốc nội theo từng năm, giống nhau đối với các ngân hàng. INFLit: Tỷ lệ lạm phát tại các thời điểm t, giống nhau đối với các ngân hàng. INRit:: Lãi suất tái chiết khấu của ngân hàng Nhà nước theo các năm, giống nhau đối với các ngân hàng. it: sai số ngẫu nhiên của ngân hàng I tại thời điểm t. 3. Kết quả và đánh giá 3.1. Kết quả nghiên cứu Bảng 3: Thống kê mơ tả dữ liệu ROA TA EAR NPL INFL GDP ITI INR Mean .009455 7.849422 .0945241 .025617 .1042857 6.196133 5.160487 .0595345 Median .0087957 8.004694 .0838141 .01976 .0785 6.236327 5.295723 0.045 Max .0297401 8.706678 .38675 .098 .353 9.70701 6.915969 .1195 Min .000218 5.832322 .0325718 .00012 .009 1.728374 1.995635 .04 Std Dev .0060344 .5548622 .0508327 .0199304 .0892004 2.890505 .635487 .0242556 Skewness .5489193 1.125068 3.177508 1.42823 1.645087 -.1082344 -1.560941 1.38603 Kurtosis 3.039538 4.119068 16.5401 4.632218 4.873363 1.51526 7.492424 3.504453 Variance .0000364 .307872 .002584 .0003972 .0079567 8.35502 .4038437 .0005883 Observation 168 168 168 168 168 168 168 168 Nguồn: Tính tốn của tác giả từ phần mềm Stata Kiểm tra tính dừng của dữ liệu Để kiểm tra tính dừng của các biến độc lập và biến phụ thuộc, sử dụng kiểm định của Levin-Lin-Chu và Harris-Tzavalis với giả thuyết: H0: Chuỗi dữ liệu cĩ chứa nghiệm đơn vị (khơng cĩ tính dừng). H1: Chuỗi dữ liệu cĩ tính dừng. Từ kết quả kiểm định Levin-Lin-Chu và Harris-Tzavalis (mơ tả cụ thể trong phụ lục 2), cho thấy P-value 5%, do đĩ chấp nhận giả thuyết Ho và lựa chọn mơ hình tác động ngẫu nhiên là phù hợp. Sau đĩ, các kiểm định lần lượt được thực hiện để phát hiện các khuyết tật của mơ hình gồm: phương sai sai số thay đổi, tự tương quan và đa cộng tuyến. (phụ lục 5 và phụ lục 6). Kết quả cho thấy, mơ hình cĩ hiện tượng tự tương quan và phương sai sai số thay đổi. Tuy nhiên, mơ hình khơng cĩ đa cộng tuyến do tất cả các hệ số VIF đều nhỏ hơn 10 (phụ lục7). 524
9. INTERNATIONAL CONFERENCE FOR YOUNG RESEARCHERS IN ECONOMICS & BUSINESS 2019 ICYREB 2019 Sau đĩ, tác giả sử dụng phương pháp ước lượng bình phương tối thiểu tổng quát khả thi (feasible generalized least square – FGLS) để khắc phục tự tương quan và phương sai sai số thay đổi, được mơ hình dưới đây: Bảng 4: Kết quả ƣớc lƣợng mơ hình (1) sau khi đã khắc phục các khuyết tật Cross-sectional time-series FGLS regression Coefficients: generalized least squares Panels: heteroskedastic Correlation: common AR(1) coefficient for all panels (0.5576) Estimated covariances = 12 Number of obs = 168 Estimated autocorrelations = 1 Number of groups = 12 Estimated coefficients = 8 Time periods = 14 Wald chi2(7) = 59.42 Prob > chi2 = 0.0000 ROA | Coef. Std. Err. z P>|z| + TA | .0073073 .0016051 4.55 0.000 EAR | .025415 .0062373 4.07 0.000 NPL | -.0597117 .0175713 -3.40 0.001 ITI | -.0008527 .00089 -0.96 0.12 GDP | -.0015904 .0002846 -5.59 0.000 INFL | -.0020613 .0025571 -0.81 0.420 INR | -.0015646 .0134584 -0.12 0.907 _cons | -.0338104 .0097972 -3.45 0.001 Nguồn: Trích xuất từ phần mềm stata Mơ hình cĩ thể viết dưới dạng như sau: ROA = -0.0338104 + 0.0073073*TA + 0.025415*EAR – 0.0597117*NPL – 0.0008527*ITI - 0.0015904*GDP 3.2. Đánh giá Từ kết quả nghiên cứu, cĩ thể đưa ra một số nhận xét như sau: Một là, các yếu tố tác động đến khả năng sinh lời của ngân hàng thương mại cổ phần mà Nhà nước khơng nắm giữ tỷ lệ cổ phần chi phối bao gồm cả các biến kinh tế vĩ mơ (GDP) và biến thuộc về ngân hàng: quy mơ ngân hàng, mức vốn hĩa, tỷ lệ nợ xấu. Các biến này cĩ mối quan hệ chặt chẽ với khả năng sinh lời của các ngân hàng thuơng mại cổ phần mà Nhà nước khơng nắm giữ tỷ lệ cổ phần chi phối tại Việt Nam với mức ý nghĩa 1%. Hai là, trong các nhân tố tác động đến khả năng sinh lời của nhĩm các ngân hàng thương mại cổ phần mà Nhà nước khơng nắm giữ tỷ lệ cổ phần chi phối tại Việt Nam, rủi ro tín dụng mà được đại diện bởi tỷ lệ nợ xấu cĩ tác động mạnh nhất với hệ số của biến NPL là – 0.0597117. Nghĩa là khi tỷ lệ nợ xấu tăng 1% thì tỷ suất sinh lời của tổng tài sản giảm 0.0597%. Nĩi cách khác, rủi ro tín dụng cĩ tác động ngược chiều với khả năng sinh lời của nhĩm các ngân hàng thương mại cổ phần mà Nhà nước khơng nắm giữ tỷ lệ cổ phần chi phối. Điều này hồn tồn phù hợp và thống nhất với các nghiên cứu trước đây trên 525
10. INTERNATIONAL CONFERENCE FOR YOUNG RESEARCHERS IN ECONOMICS & BUSINESS 2019 ICYREB 2019 thế giới và tại Việt Nam. Dễ thấy, rủi ro tín dụng tăng lên khiến chi phí của các ngân hàng tăng lên theo 2 hướng. Thứ nhất, nĩ làm tăng chi phí trích lập dự phịng rủi ro tín dụng, thứ hai nĩ làm nguy cơ mất vốn đối với các khoản nợ xấu khơng cĩ khả năng thu hồi. Từ đĩ, làm giảm lợi nhuận sau thuế và giảm khả năng sinh lời. Ba là, tổng tài sản và mức vốn hĩa cĩ tác động cùng chiều lên tỷ suất sinh lời của tổng tài sản. Kết quả nghiên cứu thống nhất với các kết quả nghiên cứu của Alhassan et al. (2016), Khatun and Siddiqui (2016). Đối với các ngân hàng thương mại cổ phần mà Nhà nước khơng nắm giữ tỷ lệ cổ phần chi phối tại Việt Nam, chủ yếu lợi nhuận kinh doanh ngân hàng được tạo ra từ hoạt động cho vay và quy mơ các khoản vay đa số trong tổng tài sản của ngân hàng. Khi tổng tài sản tăng lên, tức là giá trị các khoản cho vay cũng tăng lên. Nĩi cách khác, ngân hàng mở rộng hoạt động tín dụng, từ đĩ, làm tăng thu nhập từ lãi và tăng khả năng sinh lời của tổng tài sản. Mức vốn hĩa càng lớn thì “tấm đệm” chống đỡ các rủi ro của ngân hàng cũng cao hơn, mức độ an tồn được tăng lên. Điều đĩ dẫn đến việc ngân hàng sẵn sàng chấp nhận các khoản vay cĩ mức độ rủi rủi ro cao hơn với mức lợi nhuận biên cao hơn và làm tăng khả năng sinh lời. Bốn là, mối quan hệ giữa mức đầu tư vào cơng nghệ thơng tin và khả năng sinh lời của ngân hàng thương mại cổ phần mà Nhà nước khơng nắm giữ tỷ lệ cổ phần chi phối là âm nhưng cịn yếu (mức ý nghĩa 12%). Nĩi cách khác, việc đầu tư vào cơng nghệ thơng tin để làm tăng khả năng sinh lời của các ngân hàng đang mang lại một hiệu quả ngược. Chi phí đầu tư cho cơng nghệ thơng tin gồm các chi phí phần cứng liên quan đến máy mĩc thiết bị hiện đại, các loại máy ATM ,POS, live bank, và các chi phí phần mềm liên quan chủ yếu đến hệ thống ngân hàng lõi và các phần mềm khác để quản lý hoạt động của ngân hàng, chi phí phát triển và vận hành các sản phẩm ngân hàng hiện đại là những khoản chi phí cực lớn trong khi hiệu quả mà chúng mang lại chưa cao. Bởi vì người tiêu dùng tại Việt Nam chưa thực sự quen và yêu thích các sản phẩm tài chính cơng nghệ cao, họ vẫn ưa thích và tin dùng các sản phẩm truyền thống. Nên giá trị gia tăng mà chúng tạo ra chưa bù đắp được các khoản chi phí đầu tư ban đầu. Năm là, lạm phát và lãi suất chiết khấu cĩ tác động ngược chiều lên khả năng sinh lời của tổng tài sản nhưng mối quan hệ này khơng cĩ ý nghĩa về mặt thống kê. Kết quả này cũng thống nhất với kết quả một số nghiên cứu như nghiên cứu của Duong Thuy Nguyen và cộng sự (2017) khi nghiên cứu về các ngân hàng thương mại Việt Nam. 4. Kết luận Đối với các ngân hàng thương mại cổ phần h, cả các biến kinh tế vĩ mơ và các biến thuộc về ngân hàng đều cĩ ảnh hưởng đến khả năng sinh lời của ngân hàng. Trong các biến kinh tế vĩ mơ, trong khi lạm phát và lãi suất điều hành – lãi suất tái chiết khấu khơng cĩ tác động đến khả năng sinh lời của ngân hàng thì tổng sản phẩm quốc nội GDP lại cĩ tác động ngược chiều đến khả năng sinh lời của các ngân hàng. Trong số các yếu tố thuộc về ngân hàng, gần như tất cả các yếu tố đều cĩ tác động chặt chẽ đến tỷ suất sinh lời của tổng tài sản gồm quy mơ, mức độ vốn hĩa và rủi ro tín dụng. Ngoại trừ mức độ đầu tư cho cơng nghệ thơng tin cĩ tác động âm nhưng với mức ý nghĩa 12%. Như vậy, để gia tăng khả năng sinh lời của tổng tài sản, các ngân hàng thương mại cổ phần mà Nhà nước khơng nắm giữ tỷ lệ cổ phần chi phối cần tăng quy mơ tổng tài sản và tỷ trọng vốn chủ sở hữu trong tổng tài sản đồng thời tăng cường sử dụng các biện pháp để quản trị rủi ro tín dụng một cách hiệu quả. TÀI LIỆU THAM KHẢO [1] Aftab, Nadeem, Nayyer Samad, and Tehreem Husain. 2015. Historical Analysis of Bank Profitability Using CAMEL Parameters: Role of Ownership and Political Regimes in Pakistan. International Journal of Economics and Finance 7: 144–55 [CrossRef]. [2] Ahmad, Rubi, Eric H. Y. Koh, and Shahrin Saaid Shaharuddin. 2016. Determinants of bank profitability: A comparative study of East Asia and Latin America. International Journal of Banking, Accounting and Finance 7: 34–51. 526
11. INTERNATIONAL CONFERENCE FOR YOUNG RESEARCHERS IN ECONOMICS & BUSINESS 2019 ICYREB 2019 [3] Ahmad, Rubi, Eric H. Y. Koh, and Shahrin Saaid Shaharuddin. 2016. Determinants of bank profitability: A comparative study of East Asia and Latin America. International Journal of Banking, Accounting and Finance 7: 34–51. [4] Al-Jafari, Mohamed Khaled, and Mohammed Alchami. 2014. Determinants of bank profitability: Evidence from Syria. Journal of Applied Finance and Banking 4: 17–45. [5] Alex Williams (2012), Determinants of Bank Performance in Jamaica, Working Paper of Bank of Jamaica. [6] Alhassan, Abdul Latif, Michael Lawer Tetteh, and Freeman Brobbey Owusu. 2016. Market power, efficiency and bank profitability: Evidence from Ghana. Economic Change and Restructuring 49: 71–93. [7]. An, K & Choi, K (2004), “Do increases in IT investment improve bank profitability?” Kyong Je Yon Gu, Korean Economic Commerce Association and Korean National Economic Association, 22, 25–56. [8] Anarfi, Daniel, Emmanuel Joel Aaikins Abakah, and Eunice Boateng. 2016. Determinants of Bank Profitability in Ghana: New Evidence. Asian Journal of Finance & Accounting 8: 194–204. [9] Athanasoglou, P.P., Delis, M.D., Staikouras, C.K., 2006. Determinants of Bank Profitability in the South Eastern European Region, Bank of Greece, Working Paper No. 47. [10] Boitan, Iustina Alina. 2015. Determinants of Sustainable Banks’ profitability. Evidence from EU Countries. Financial Studies 19: 21–39. [11] Bourke, P. (1989), Concentration and other determinants of bank profitability in Europe, North America and Australia. Journal of Banking and Finance, 13(1), 65-79. [12] Chowdhury, Reza H. 2015. Equity capital and bank profitability: Evidence from the United Arab Emirates. Afro-Asian Journal of Finance and Accounting 5: 1–20. [13] Dawood, Usman. 2014. Factors impacting profitability of commercial banks in Pakistan for the period of (2009–2012). International Journal of Scientific and Research Publications 4: 1–7. [14] De Jonghe, O. (2010), Back to the basics in banking? A micro-analysis of banking system stability. Journal of Financial Intermediation, 19, 387-417. [15] Djalilov, Khurshid, and Jenifer Piesse. 2016. Determinants of bank profitability in transition countries: What matters most? Research in International Business and Finance 38: 69–82. [16] Duong Thuy Nguyen & Huyen Thanh Ta & Huong Thi Diem Nguyen, 2018. "What Determines the Profitability of Vietnam Commercial Banks?". International Business Research, Canadian Center of Science and Education, vol. 11(2), pages 231-245, February. [17] Duraj, Brunilda, and Elvana Moci. 2015. Factors Influencing the Bank Profitability-Empirical Evidence from Albania. Asian Economic and Financial Review 5: 483–94. [18] Emmanuel Lawa, Luther-King Junior Zogli and Bongani Innocent Dlamini (2017), The Determinants of Bank Performance in South Africa: A Panel Data Analysis, Journal of Economics, 8(2): 94-108 (2017) DOI: 10.1080/09765239.2017.1391492. [19] Hanna, Gabi. 2016. Factors Affecting Bank Profitability during War Conflicts: Evidence from Syria. Master thesis, Jưnkưping International Business School, JIBS, Business Administration, Jưnkưping University, Jưnkưping, Sweden. 527
12. INTERNATIONAL CONFERENCE FOR YOUNG RESEARCHERS IN ECONOMICS & BUSINESS 2019 ICYREB 2019 [20] Hussam-eldin Daoud, Torki M. Al-Fawwaz, Yaser Ahmed Arabyat (2016), The Econometrics Effect of Information Technology Investment on Financial Performance in the Jordanian Banking Sector over the Period 1993-2014, Research Journal of Finance and Accounting www.iiste.org ISSN 2222-1697 (Paper) ISSN 2222-2847 (Online) Vol.7, No.8, 2016. [21] Islam, Md. Shahidul, and Shin-Ichi Nishiyama. 2016. The Determinants of Bank Profitability: Dynamic Panel Evidence from South Asian Countries. Journal of Applied Finance and Banking 6: 77–97. [22] Jonathan A.Batten & Xuan Vinh Vo (2017) Determinants of Bank Profitability – Evidence from Vietnam, Journal of Emerging Markets Finance and Trade. [23] Kasman, A. (2010), Consolidation and Commercial bank net interest margins: evidence from the old and new European Union members and candidate countries. Economic Modeling, 27, 648-655. [24] Khatun, Mahfuza, and Sikandar Siddiqui. 2016. Size, Equity Backing, and Bank Profitability: A Case Study Using Panel Data from Bangladesh. Journal of Applied Finance and Banking 6: 1–14. [25] Kiganda, Evans Ovamba. 2014. Effect of macroeconomic factors on commercial banks profitability in Kenya: Case of equity bank limited. Journal of Economics and Sustainable Development 5: 46–56. [26] Kiganda, Evans Ovamba. 2014. Effect of macroeconomic factors on commercial banks profitability in Kenya: Case of equity bank limited. Journal of Economics and Sustainable Development 5: 46–56. [27] Le Thanh Tam, Phạm Xuan Trang & Le Nhat Hanh (2017) Journal of Business Sciences (JBS) Volume 1, Issue 2, pp. 1-12 (P-ISSN: 2521-5620; E-ISSN: 2521-5302). [28] Le, Tu, The Determinants of Commercial Bank Profitability in Vietnam (September 30, 2017). Available at SSRN: [29] Makram Nouaili, Ezzeddine Abaoub, Anis Ochi (2015), The Determinants of Banking Performance in Front of Financial Changes: Case of Trade Banks in Tunisia, International Journal of Economics and Financial Issues, 2015, 5(2), 410-417. [30] Molyneux, Philip, and John Thornton. 1992. Determinants of European bank profitability: A note. Journal of banking & Finance 16: 1173–78. [31] Nassreddine GAROUI1, Fatma SESSI2 and Anis JARBOUI, 2013, DETERMINANTS OF BANKS PERFORMANCE: VIEWING TEST BY COGNITIVE MAPPING TECHNIQUE (CASE OF BIAT), International Journal of Contemporary Economics and Administrative Sciences ISSN: 1925 – 4423 Volume :3, Issue:1, Year:2013, pp.22-46. [32] Noman, Abu Hanifa Md., Mustafa Manir Chowdhury, Najmeen Jahan Chowdhury, Mohammad Jonaed Kabir, and Sajeda Pervin. 2015. The Effect of Bank Specific and Macroeconomic Determinants of Banking Profitability: A Study on Bangladesh. International Journal of Business and Management 10: 287–97. [33] Pasiouras, F., Kosmidou, K. (2007), Factors influencing the profitability of domestic and foreign commercial banks in the European Union. Research in International Business and Finance, 21(2), 222-237. [34] Pradhan, Radhe Shyam. 2016. Bank Specific and Macroeconomic Determinants of Bank Profitability: A Case of Nepal. SSRN 2793484. Available online: (accessed on 13 July 2018). 528
13. INTERNATIONAL CONFERENCE FOR YOUNG RESEARCHERS IN ECONOMICS & BUSINESS 2019 ICYREB 2019 [35] Saeed, Muhammed Sajid. 2014. Bank-related, industry-related and macroeconomic factors affecting bank profitability: A case of the United Kingdom. Research Journal of Finance and Accounting 5: 42–50. [36] Serhat Yüksel 1, Shahriyar Mukhtarov 2,3,*, Elvin Mammadov 2 and Mustafa Ưzsari (2018), Determinants of Profitability in the Banking Sector: An Analysis of Post-Soviet Countries, www.mdpi.com/journal/economies. [37] Serhat Yüksel, Shahriyar Mukhtarov, Elvin Mammadov and Mustafa Ưzsarı (2018), Determinants of Profitability in the Banking Sector: An Analysis of Post-Soviet Countries, Journal of Economies (MDPI). Phụ lục Phụ lục 1: Danh sách các ngân hàng được nghiên cứu: An Binh Bank, Maritime Bank, Techcombank, Military Bank, Vietnam International Bank, Saigon Bank, Saigon-Hanoi Bank, VP bank, Eximbank, HD bank, ACB and Sacombank. Phụ lục 2: Kết quả kiểm định tính dừng Variables Levin-Lin-Chu Test (Prob) Harris-Tzavalis test (Prob) ROA 0.0003 0.0148 TA 0.0000 0.4668 EAR 0.0000 0.0000 NPL 0.0006 0.0000 INFL 0.0000 0.0000 GDP 0.0000 0.9950 INR 0.0005 0.0000 ITI 0.0000 0.0007 Phụ lục 3: Kết quả hồi quy mơ hình tác động ngẫu nhiên và mơ hình tác động cố định Mơ hình tác động cố định Fixed-effects (within) regression Number of obs = 168 Group variable: BANK1 Number of groups = 12 R-sq: Obs per group: within = 0.3779 min = 14 between = 0.3896 avg = 14.0 overall = 0.3668 max = 14 F(7,149) = 12.93 Prob > F = 0.0000 ROA | Coef. Std. Err. t P>|t| + 529
14. INTERNATIONAL CONFERENCE FOR YOUNG RESEARCHERS IN ECONOMICS & BUSINESS 2019 ICYREB 2019 TA | .0095401 .0018382 5.19 0.000 EAR | .0361513 .0082506 4.38 0.000 NPL | -.04079 .0230199 -1.77 0.078 ITI | -.0023251 .0011333 -2.05 0.042 GDP | -.0018067 .0002745 -6.58 0.000 INFL | .0068225 .0039436 1.73 0.086 INR | -.0422705 .0176352 -2.40 0.018 _cons | -.0428025 .0109998 -3.89 0.000 Mơ hình tác động ngẫu nhiên Random-effects GLS regression Number of obs = 168 Group variable: BANK1 Number of groups = 12 R-sq: Obs per group: within = 0.3761 min = 14 between = 0.4432 avg = 14.0 overall = 0.3829 max = 14 Wald chi2(7) = 96.85 corr(u_i, X) = 0 (assumed) Prob > chi2 = 0.0000 ROA | Coef. Std. Err. z P>|z| + TA | .0094159 .0017843 5.28 0.000 EAR | .0383249 .0080784 4.74 0.000 NPL | -.0514521 .0217681 -2.36 0.018 ITI | -.0018218 .00107 -1.70 0.089 GDP | -.0018329 .0002628 -6.98 0.000 INFL | .0067578 .0039396 1.72 0.086 INR | -.042075 .0173794 -2.42 0.015 _cons | -.0442003 .010556 -4.19 0.000 Phụ lục 4: Kết quả kiểm định Hausman Coefficients | (b) (B) (b-B) sqrt(diag(V_b-V_B)) | fem rem Difference S.E. + TA | .0095401 .0094159 .0001241 .000442 EAR | .0361513 .0383249 -.0021735 .0016765 NPL | -.04079 -.0514521 .0106621 .0074879 530
15. INTERNATIONAL CONFERENCE FOR YOUNG RESEARCHERS IN ECONOMICS & BUSINESS 2019 ICYREB 2019 ITI | -.0023251 -.0018218 -.0005033 .0003734 GDP | -.0018067 -.0018329 .0000262 .0000793 INFL | .0068225 .0067578 .0000647 .0001768 INR | -.0422705 -.042075 -.0001955 .0029929 b = consistent under Ho and Ha; obtained from xtreg B = inconsistent under Ha, efficient under Ho; obtained from xtreg Test: Ho: difference in coefficients not systematic chi2(7) = (b-B)'[(V_b-V_B)^(-1)](b-B) = 3.90 Prob>chi2 = 0.7914 Phụ lục 5: Kết quả kiểm định khuyết tật phƣơng sai sai số thay đổi (kiểm định đa nhân tử Breusch and Pagan Lagrangian) Breusch and Pagan Lagrangian multiplier test for random effects ROA[BANK1,t] = Xb + u[BANK1] + e[BANK1,t] Estimated results: | Var sd = sqrt(Var) + ROA | .0000364 .0060344 e | .0000177 .0042028 u | 6.42e-06 .002534 Test: Var(u) = 0 chibar2(01) = 40.86 Prob > chibar2 = 0.0000 Phụ lục 6: Kết quả kiểm định tự tƣơng quan – kiểm định Wooldridge Wooldridge test for autocorrelation in panel data H0: no first-order autocorrelation F( 1, 11) = 9.786 Prob > F = 0.0096 531
16. INTERNATIONAL CONFERENCE FOR YOUNG RESEARCHERS IN ECONOMICS & BUSINESS 2019 ICYREB 2019 Phụ lục 7: Kiểm tra đa cộng tuyến. Collinearity Diagnostics SQRT R- Variable VIF VIF Tolerance Squared ROA 1.66 1.29 0.6014 0.3986 TA 8.44 2.91 0.1185 0.8815 EAR 1.59 1.26 0.6284 0.3716 NPL 1.31 1.14 0.7661 0.2339 ITI 2.96 1.72 0.3375 0.6625 GDP 5.39 2.32 0.1856 0.8144 INFL 1.18 1.09 0.8488 0.1512 INR 1.58 1.26 0.6343 0.3657 532