Sau khi kiểm định ằng cách chạy mô hình hồi quy với sự trợ giúp của phần mềm Eview 7 và có kết quả như ở Bảng 4.3, Kết quả này cho thấy mối quan hệ giữa iến phụ thuộc là tỷ lệ lợi nhuận trên tổng tài sản (ROA) và các iến độc lập ao gồm: Tỷ lệ tổng nợ trên tổng tài sản (TD), tỷ lệ nguồn vốn từ vay nợ các ngân hàng và tổ chức tín dụng khác trên tổng tài sản (LTD), tỷ lệ nguồn vốn từ phát hành các loại giấy tờ có giá trên tổng tài sản (STD), tỷ lệ nguồn vốn huy động từ khách hàng trên tổng tài sản (CTD), tốc độ tăng trưởng của tổng tài sản (GROWTH) và quy mô của ngân hàng thương mại (SIZE),
Bảng 4.3: Kết quả hồi quy với biến phụ thuộc ROA
Biến phụ thuộc: ROA
Biến độc lập Hệ số của BĐL t-Statistic Prob,
TD 0,15587 0,88832 0,37670 STD 0,26407 2,54085 0,01280(*) LTD 0,15599 2,20351 0,03010(*) CTD -0,00609 -0,39278 0,69540 GROWTH 0,01006 1,07919 0,28340 SIZE -0,08194 -2,18826 0,03120(*) C 0,57918 2,29825 0,02390 R-squared: 0,662712 Adjusted R-squared: 0,554031 F-statistic = 6,097741 Prob(F-statistic) = 0,000000
(Nguồn: Tổng hợp kết quả từ Eview 7,0) G ú: (* Có ý ĩ t ống kê với mứ ý ĩ 5%
Mối quan hệ này được thể hiện qua hàm hồi quy như sau:
ROA = 0,15587*TD + 0,26406*STD + 0,15598*LTD - 0,006087*CTD + 0,01006*GROWTH - 0,08193*SIZE + 0,57918 + [CX=F]
58 | T r a n g
Mô hình này có F= 6,09 và R2= 66,27%, Như vậy, mô hình có thể giải thích 66,27% các mẫu được sử dụng nghiên cứu trong mô hình,
Các biến độc lập bao gồm: Tỷ lệ nguồn vốn từ phát hành các loại giấy tờ có giá trên tổng tài sản (STD), tỷ lệ nguồn vốn từ vay nợ các ngân hàng và tổ chức tín dụng khác trên tổng tài sản (LTD) và quy mô của ngân hàng thương mại (SIZE) lần lượt có hệ số p-value là 0,01280; 0,03010; 0,03120, Như vậy, các biến này có ý nghĩa thống kê với mức ý nghĩa 5%,
Bảng 4.4: Kết quả hồi quy với biến phụ thuộc ROE
Biến phụ thuộc: ROE
Biến độc lập Hệ số của BĐL t-Statistic Prob,
TD 0,01011 0,68168 0,49720 STD 0,03523 4,00872 0,00010(*) LTD 0,01333 2,22751 0,02840(*) CTD 0,00333 2,54434 0,01270(*) GROWTH -0,00087 -1,10193 0,27340 SIZE -0,01259 -3,97535 0,00010(*) C 0,09289 4,35940 0,00000 R-squared: 0,628829 Adjusted R-squared: 0,509229 F-statistic = 5,257779 Prob(F-statistic) = 0,000000
(Nguồn: Tổng hợp kết quả từ Eview 7,0) G ú: (* Có ý ĩ t ống kê với mứ ý ĩ 5%
Với kết quả chạy mô hình hồi quy với sự trợ giúp của phần mềm Eview 7 ở Bảng 4,4, Kết quả nghiên cứu này cho thấy mối quan hệ giữa tỷ lệ lợi nhuận trên vốn chủ sỡ hữu (ROE) và các biến độc lập trong mô hình, Các biến độc lập bao gồm: Tỷ lệ tổng nợ trên tổng tài sản (TD), tỷ lệ nguồn vốn từ phát hành các loại giấy tờ có giá trên tổng tài sản (STD), tỷ lệ nguồn vốn từ vay nợ các ngân hàng và tổ chức tín dụng khác trên tổng tài sản (LTD), tỷ lệ nguồn vốn huy động từ khách hàng trên tổng tài sản (CTD), quy mô của ngân hàng thương mại (SIZE) và tốc độ tăng trưởng của tổng tài sản (GROWTH),
Mối quan hệ giữa biến phụ thuộc và các biến độc lập trên được thể hiện qua hàm hồi quy như sau:
ROE = 0,01011*TD + 0,03522*STD + 0,01333*LTD + 0,00333*CTD - 0,00086*GROWTH - 0,01258*SIZE + 0,09289 + [CX=F]
59 | T r a n g
Mô hình này có F= 5,26 và R2= 62,88%, Như vậy, mô hình có thể giải thích 62,88% các mẫu được sử dụng nghiên cứu trong mô hình,
Các biến độc lập bao gồm: Tỷ lệ nguồn vốn huy động từ phát hành các giấy tờ có giá trên tổng tài sản (STD), tỷ lệ nguồn vốn huy động từ khách hàng trên tổng tài sản (CTD), tỷ lệ nguồn vốn từ vay nợ các ngân hàng và tổ chức tín dụng khác trên tổng tài sản (LTD) và quy mô của ngân hàng thương mại (SIZE) lần lượt có hệ số p-value là 0,00010; 0,01270; 0,02840 và 0,00010, Như vậy, các biến này có ý nghĩa thống kê với mức ý nghĩa 5%,
Như vậy, so với mô hình hồi quy với biến phụ thuộc là tỷ lệ lợi nhuận trên tổng tài sản (ROA), ngoài 3 biến độc lập có ý nghĩa thống kê là 5% bao gồm: Tỷ lệ nguồn vốn từ phát hành các loại giấy tờ có giá trên tổng tài sản (STD), tỷ lệ nguồn vốn từ vay nợ các ngân hàng và tổ chức tín dụng khác trên tổng tài sản (LTD) và quy mô của ngân hàng thương mại (SIZE), mô hình hồi quy với biến phụ thuộc là tỷ lệ lợi nhuận trên vốn chủ sỡ hữu (ROE) có thêm 01 biến độc lập có ý nghĩa thống kê 5% đó là: Tỷ lệ nguồn vốn huy động từ khách hàng trên tổng tài sản (CTD),
4.4. Kiểm định tự tƣơng quan
Tác giả tiến hành kiểm định hiện tượng tự tương quan ằng cách sử dụng phương pháp Durbin – Watson,
Bảng 4.5 : Kết quả hồi quy với BPT là ROA sử dụng phương pháp Dur in – Watson,
Biến phụ thuộc: ROA
Biến độc lập Hệ số của BĐL t-Statistic Prob,
TD 0,15587 0,88832 0,37670 STD 0,26407 2,54085 0,01280 LTD 0,15599 2,20351 0,03010 CTD -0,00609 -0,39278 0,69540 GROWTH 0,01006 1,07919 0,28340 SIZE -0,08194 -2,18826 0,03120 C 0,57918 2,29825 0,02390 R-squared: 0,662712 F-statistic = 6,097741 Prob(F-statistic) = 0,000000 Hệ số Dur in - Watson = 2,335358 (Nguồn: Tổng hợp từ ươ trì Ev ew
60 | T r a n g
Tra ảng hệ số Dur in- Waston với các hệ số: Số iến độc lập k = 6; số iến quan sát n= 120, với mức ý nghĩa 5%, ta có kết quả như sau: dL = 1,543; dU = 1,708,
Theo Bảng 3,2 ở chương 3, khi dU < d < 4 – dL, ta sẽ không ác ỏ giả thuyết: Không có tự tương quan, đồng iến hoặc nghịch iến, Trong trường hợp này, với d = 2,34; dL = 1,643; dU = 2,208 (4- dU = 1,65), Hệ số Dur in – Waston hoàn toàn thỏa mãn điều kiện được đặt ra (dU < d < 4 – dL),
Từ kết quả hồi quy của ảng 4,5 ở trên, ta thấy hệ số Dur in-Watson là: d = 2,34 Vậy, ta có thể kết luận không có hiện tượng tự tương quan trong hồi quy với iến phụ thuộc là ROA và các iến độc lập là cơ cấu vốn,
Tương tự trường hợp hồi quy với iến phụ thuộc là tỷ suất sinh lời trên tổng tài sản (ROA), Để kiểm định hiện tượng tự tương quan của mô hình hồi quy với iến phụ thuộc là tỷ suất sinh lời trên vốn chủ sỡ hữu (ROE) ta cũng sử dụng hệ số Dur in- Watson như sau: Tra ảng hệ số Dur in- Waston với các hệ số: Số iến độc lập k = 6; số iến quan sát n= 120, với mức ý nghĩa 5%, ta có kết quả như sau: dL = 1,543; dU = 1,708,
Bảng 4.6 : Kết quả hồi quy với BPT là ROE sử dụng phương pháp Dur in – Watson,
Biến phụ thuộc: ROA
Biến độc lập Hệ số của BĐL t-Statistic Prob,
TD 0,01011 0,68168 0,49720 STD 0,03523 4,00872 0,00010 LTD 0,01333 2,22751 0,02840 CTD 0,00333 2,54434 0,01270 GROWTH -0,00087 -1,10193 0,27340 SIZE -0,01259 -3,97535 0,00010 C 0,09289 4,35940 0,00000 R-squared: 0,628829 Adjusted R-squared: 0,509229 F-statistic = 5,257779 Prob(F-statistic) = 0,000000 Hệ số Dur in - Watson = 1,840082 (Nguồn: Tổng hợp từ ươ trì Ev ew
Từ kết quả hồi quy của ảng 4,6 ở dưới, ta thấy hệ số Dur in-Watson là: d = 1,84, Theo ảng 3,2 ở chương 3, khi dU < d < 4 – dL, ta sẽ không ác ỏ giả thuyết: Không có tự tương quan, đồng iến hoặc nghịch iến, Trong trường hợp này, với d =
61 | T r a n g
1,84; dL = 1,643; dU = 2,208 (4- dU = 2,16), Hệ số Dur in – Waston hoàn toàn thỏa mãn điều kiện được đạt ra (dU < d < 4 – dL),
Vậy, ta có thể kết luận không có hiện tượng tự tương quan trong hồi quy với iến phụ thuộc là ROE và các iến độc lập trong mô hình nghiên cứu,
4.5. Kiểm định đa cộng tuyến
Để kiểm định hiện tượng đa cộng tuyển, tác giả sử dụng phương pháp hồi quy mô hình phụ, Bằng cách sử dụng từng iến giai thích làm iến phụ thuộc và thực hiện hồi quy với các iến độc lập là các iến giải thích còn lại, (kết quả hồi quy được trình ày ở phần phụ lục),
Bảng 4.7: Tổng hợp giá trị P-Value của hồi quy với BPT là từng biến giải thích
CTD GROWTH SIZE TD STD LTD CTD 0,01080 0,04300 0,00000 0,00420 0,04460 GROWTH 0,01080 0,01260 0,00000 0,29200 0,08460 SIZE 0,04300 0,01260 0,00000 0,89100 0,76520 TD 0,00000 0,00000 0,00000 0,07820 0,09760 STD 0,00420 0,29200 0,89100 0,07820 0,45790 LTD 0,04460 0,08460 0,76520 0,09760 0,45790 (Nguồn: Tổng hợp từ ươ trì Ev ew
Với mức ý nghĩa 1%, ta đi kiểm định giả thuyết:
Giả thuyết H0: BPT không có hiện tượng đa cộng tuyến với các iến còn lại
Giả thuyết H1: BPT có hiện tượng đa cộng tuyến với các iến còn lại
Như vậy, với các hồi quy có p-value của thống kê F < 0,01 => Kết luận: Bác ỏ giả thuyết H0, chấp nhận giả thuyết H1: Biến phụ thuộc không có hiện tượng đa cộng tuyến với các iến còn lại,
Từ ảng tổng hợp trên, ta thấy iến giải thích TD có hiện tượng đa cộng tuyến với rất nhiều iến, ao gồm: GROWTH, CTD và SIZE, Như vậy, loại iến TD ra khỏi mô hình hồi quy,
62 | T r a n g
Bảng 4.8 : Kết quả hồi quy với BPT là ROA sau loại biến TD
Biến phụ thuộc: ROA
Biến độc lập Hệ số của BĐL t-Statistic Prob,
SIZE -0,01149 -4,22191 0,00010(**) STD 0,03413 3,96239 0,00010(**) CTD 0,00260 3,45759 0,00080(**) GROWTH -0,00064 -0,90140 0,36980 LTD 0,01404 2,38821 0,01900(*) C 0,09357 4,40934 0,0000 R-squared: 0,660971 Adjusted R-squared: 0,556654 F-statistic = 6,336194 Prob(F-statistic) = 0,000000 Hệ số Dur in - Watson = 2,299922 (Nguồn: Tổng hợp từ ươ trì Ev ew Ghi chú: (* Có ý ĩ t ống kê với mứ ý ĩ 5%
(**) Có ý ĩ t ống kê với mứ ý ĩ 1%
Mô hình hồi quy mới được thể hiện qua hàm hồi quy như sau:
ROA = 0,03413*STD + 0,01404*LTD + 0,00260*CTD - 0,00064*GROWTH - 0,01149*SIZE + 0,09357+ [CX=F]
Bảng 4.9 : Kết quả hồi quy với BPT là ROE sau loại biến TD
Biến phụ thuộc: ROE
Biến độc lập Hệ số của BĐL t-Statistic Prob,
SIZE -0,06510 -2,01830 0,04650(*) STD 0,24712 2,42170 0,01740(*) CTD -0,01734 -1,94278 0,05510 GROWTH 0,01354 1,60209 0,11260 LTD 0,16686 2,39586 0,01860(*) C 0,58972 2,34538 0,02120 R-squared: 0,625574 Adjusted R-squared:0,510366 F-statistic = 5,429957 Prob(F-statistic) = 0,000000 Hệ số Durbin - Watson = 1,822384 (Nguồn: Tổng hợp từ ươ trì Ev ew Ghi chú: (* Có ý ĩ t ống kê với mứ ý ĩ 5%
63 | T r a n g
ROE = 0,24712*STD + 0,16686*LTD - 0,01734*CTD - 0,01354*GROWTH - 0,06510*SIZE + 0,58972+ [CX=F]
4.6. Thảo luận kết quả nghiên cứu
Để xác định mức độ ảnh hưởng của từng yếu tố (biến độc lập bao gồm: Tỷ lệ nguồn vốn huy động từ khách hàng trên tổng tài sản (CTD), tỷ lệ nguồn vốn từ vay nợ các ngân hàng và tổ chức tín dụng khác trên tổng tài sản (LTD), tỷ lệ nguồn vốn từ phát hành các loại giấy tờ có giá trên tổng tài sản (STD), tốc độ tăng trưởng của tổng tài sản (GROWTH) và quy mô của ngân hàng thương mại (SIZE) đến kết quả hoạt động của các ngân hàng thương mại cổ phần tại Việt Nam (các biến phụ thuộc bao gồm: Tỷ lệ lợi nhuận trên tổng tài sản (ROA), tỷ lệ lợi nhuận trên vốn chủ sỡ hữu (ROE)), cần xem xét đến hệ số Beta,
Đối với biến phụ thuộc là tỷ lệ lợi nhuận trên tổng tài sản (ROA), Xét hệ số Beta trong phương trình hồi quy ta thấy, có 02 yếu tố tác động ngược chiều (hệ số Beta âm) ảnh hưởng đến đến kết quả hoạt động của các ngân hàng thương mại cổ phần tại Việt Nam: Quy mô tổng tài sản (SIZE), với hệ số Beta bằng -0,01149; và tốc độ tăng trưởng của tổng tài sản (GROWTH) với hệ số Beta bằng -0,00064, Còn lại 03 yếu tố ảnh hưởng cùng chiếu (hệ số Beta dương) : Tỷ lệ nguồn vốn huy động từ khách hàng trên tổng tài sản (CTD) với hệ số Beta bằng 0,00260; tỷ lệ nguồn vốn từ vay nợ các ngân hàng và tổ chức tín dụng khác trên tổng tài sản(LTD) với hệ số Beta bằng 0,01404; tỷ lệ nguồn vốn từ phát hành các loại giấy tờ có giá trên tổng tài sản (STD) với hệ số Beta bằng 0,03413, Các hệ số Beta của các biến được tổng hợp trong bảng sau đây :
Bảng 4.10: Mức độ ảnh hưởng của các yếu tố đến tỷ lệ lợi nhuận trên tổng tài sản
Yếu tố tác động Hệ số Beta Ý nghĩa Chiều tác động Mức độ tác động
STD 0,03413 0,00010 Cùng chiều 1
LTD 0,01404 0,01900 Cùng chiều 2
SIZE -0,01149 0,00010 Ngược chiều 3
CTD 0,00260 0,00080 Cùng chiều 4
GROWTH -0,00064 0,36980 Ngược chiều 5
(Nguồn: Tổng hợp từ kết quả chạy mô hình c a tác giả)
Nhận xét từ bảng trên ta thấy, ảnh hưởng mạnh nhất đến tỷ lệ lợi nhuận trên tổng tài sản (ROA) là tỷ lệ nguồn vốn từ phát hành các loại giấy tờ có giá trên tổng tài
64 | T r a n g
sản(STD) và vượt trội so với các yếu tố khác là tỷ lệ nguồn vốn huy động từ khách hàng trên tổng tài sản (CTD), tỷ lệ nguồn vốn từ vay nợ các ngân hàng và tổ chức tín dụng khác trên tổng tài sản(LTD), tốc độ tăng trưởng của tổng tài sản (GROWTH) và quy mô của ngân hàng thương mại (SIZE),
Đối với tác động của yếu tố tỷ lệ nguồn vốn từ phát hành các loại giấy tờ có giá trên tổng tài sản (STD) đến tỷ lệ lợi nhuận trên tổng tài sản (ROA): Xét hệ số Beta ta thấy rằng nhân tố này có tác động mạnh nhất và lớn hơn so với các yếu tố khác đến tỷ lệ lợi nhuận trên tổng tài sản (ROA) vì có hệ số Beta với β = 0,03413 tại mức ý nghĩa Prob=0,00010 (Có ý nghĩa thống kê với mức ý nghĩa 1%),
Ý nghĩa của hệ số Beta : Có nghĩa là khi các ngân hàng thương mại cổ phần có tỷ lệ nguồn vốn từ phát hành các loại giấy tờ có giá trên tổng tài sản tăng lên 1 đơn vị thì tỷ lệ lợi nhuận trên tổng tài sản sẽ tăng lên 0,03413 lần với điều kiện ảnh hưởng của các yếu tố khác là không đổi, Như vậy, bên cạnh nguồn vốn từ huy động của khách hàng, nguồn vốn từ việc phát hành các loại giấy tờ có giá của các ngân hàng thương mại cổ phần trong giai đoạn từ năm 2009 đến năm 2013 cũng có ảnh hưởng tới lợi nhuận trên tổng tài sản của các ngân hàng thương mại cổ phần đó,
Đối với tác động của yếu tố tỷ lệ nguồn vốn từ vay nợ các ngân hàng và tổ chức tín dụng khác trên tổng tài sản (LTD) đến tỷ lệ lợi nhuận trên tổng tài sản (ROA): Xét hệ số Beta ta thấy rằng nhân tố này có tác động đến tỷ lệ lợi nhuận trên tổng tài sản (ROA) mạnh thứ 2 và chỉ lớn hơn 03 yếu tố khác vì có hệ số Beta với β = 0,01404 tại mức ý nghĩa Pro =0,01900, (Có ý nghĩa thống kê với mức ý nghĩa 5%),
Ý nghĩa của hệ số Beta : Có nghĩa là khi các ngân hàng thương mại cổ phần có tỷ lệ nguồn vốn từ vay nợ các ngân hàng và tổ chức tín dụng khác trên tổng tài sản tăng lên 1 đơn vị thì tỷ lệ lợi nhuận trên tổng tài sản sẽ tăng lên 0,03413 lần với điều kiện ảnh hưởng của các yếu tố khác là không đổi, Như vậy, bên cạnh nguồn vốn từ huy động của khách hàng, nguồn vốn từ vay nợ các ngân hàng và tổ chức tín dụng khác của các ngân hàng thương mại cổ phần trong giai đoạn từ năm 2009 đến năm 2013 cũng có ảnh hưởng tới lợi nhuận trên tổng tài sản của các ngân hàng thương mại cổ phần đó,
Đối với tác động của yếu tố quy mô của ngân hàng thương mại (SIZE) đến tỷ lệ lợi nhuận trên tổng tài sản (ROA): Xét hệ số Beta ta thấy rằng nhân tố này có tác động
65 | T r a n g
mạnh thứ hai và lớn hơn so với yếu tố khác đến tỷ lệ lợi nhuận trên tổng tài sản (ROA) vì có hệ số Beta với β = -0,01149 tại mức ý nghĩa Pro =0,00010 (Có ý nghĩa thống kê với mức ý nghĩa 1%),
Ý nghĩa của hệ số Beta : Có nghĩa là khi các ngân hàng thương mại cổ phần có quy mô tổng tài sản tăng lên 1 đơn vị thì tỷ lệ lợi nhuận trên tổng tài sản sẽ giảm xuống 0,00010 lần với điều kiện ảnh hưởng của các yếu tố khác là không đổi, Như vậy, quy mô tổng tài sản của các ngân hàng thương mại cổ phần trong giai đoạn từ năm 2009 đến năm 2013 ảnh hưởng xấu tới lợi nhuận trên tổng tài sản của các ngân hàng thương mại cổ phần đó,
Đối với tác động của yếu tố tỷ lệ nguồn vốn huy động từ khách hàng trên tổng tài