Kiểm định sự phù hợp mô hình

+ Kiểm định sự tự tƣơng quan giữa các biến độc lập trong mô hình (không bị hiện tƣợng đa cộng tuyến).

Đa cộng tuyến là hiện tƣợng các biến độc lập trong mô hình tƣơng quan tuyến tính với nhau. Nghiên cứu tiến hành kiểm định giả thuyết không bị hiện tƣợng đa cộng tuyến bằng cách dùng chỉ tiêu VIF.

+ Kiểm định phƣơng sai của sai số không đổi (không bị hiện tƣợng phƣơng sai thay đổi).

Phƣơng sai của sai số thay đổi sẽ làm cho các ƣớc lƣợng thu đƣợc bằng phƣơng pháp hồi quy thông thƣờng trên dữ liệu bảng vững nhƣng không hiệu quả, các kiểm định hệ số hồi quy không còn đáng tin cậy. Từ đó dẫn đến hiện tƣợng ngộ nhận các biến độc lập trong mô hình nghiên cứu có ý nghĩa, lúc đó kiểm định hệ số hồi quy không dùng đƣợc. Bởi vì phƣơng sai của sai số thay đổi làm mất tính hiệu quả của ƣớc lƣợng, nên cần thiết phải tiến hành kiểm định giả thuyết phƣơng sai của sai số không đổi bằng kiểm định White, với giả thuyết H0: không có hiện tƣợng phƣơng sai thay đổi.

+ Kiểm định giữa các sai số không có mối quan hệ tƣơng quan với nhau (không bị hiện tƣợng tự tƣơng quan).

Giữa các sai số có mối quan hệ tƣơng quan với nhau sẽ làm cho các ƣớc lƣợng thu đƣợc bằng phƣơng pháp hồi quy thông thƣờng trên dữ liệu bảng vững nhƣng 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 tƣơng quan với giả thuyết H0: không có sự tự tƣơng quan.

Do đó, mô hình nghiên cứu bao gồm các bƣớc sau:

Bƣớc 1:Thống kê mô tả, tập hợp dữ liệu và phân tích tổng quan về dữ liệu thu thập đƣợc.

Bƣớc 2: Phân tích tƣơng quan xác định mức độ tƣơng quan giữa các biến.

Bƣớc 3: Kiểm định các giả thuyết hồi quy

- Kiểm định giả thuyết phƣơng sai của sai số không đổi bằng kiểm định White, với giả thuyết H0: Không có hiện tƣợng phƣơng sai thay đổi.

- Kiểm định giữa các sai số không có mối quan hệ tƣơng quan với nhau (không bị hiện tƣợng tự tƣơng quan). Nghiên cứu tiến hành kiểm định giả thuyết không bị tự tƣơng quan trên dữ liệu bảng, với giả thuyết H0: không có sự tự tƣơng quan.

- Kiểm định hiện hiện tƣợng đa cộng tuyến thông quan chỉ tiêu VIF. Nếu chỉ tiêu VIF của tất cả các biến độc lập đều <10 => hiện tƣợng đa cộng tuyến trong mô hình là không quá nghiêm trọng (theo Gujarati, 2004)

Bƣớc 4: So sánh giữa các mô hình:Pooled RegressionvàFixed Effects Model.

Ta tiến hành so sánh giữa các mô hìnhPooled Regressionvà Fixed Effects model với giả thuyết H0: Chọn Pooled Regression.

Bƣớc 5: So sánh giữa các mô hình: Fixed Effects Model và Random Effects Model với giả thuyết H0; Chọn Random EffectsModel

Bƣớc 6: Sử dụng phƣơng pháp bình phƣơng bé nhất tổng quát khả thi (Feasible General Least Square – FGLS)

TÓM TẮT CHƢƠNG 3

Trên cơ sở những lý luận về thanh khoản trong chƣơng 2, tác giả dựa vào nghiên cứu của Pavla Vodova (2013) nghiên cứu đã tiến hành thu thập dữ liệu của các ngân hàng thƣơng mại tại Hungary trong giai đoạn 2001 - 2010. Với biến phụ thuộc là tỷ lệ thanh khoản là biến độc lập và các biến phụ thuộc: quy mô ngân hàng, tỷ lệ vốn, tăng trƣởng GDP,...Bên cạnh đó, tác giả còn kết hợp cùng các tác giả khác nhƣ; Deléchat et al. (2012), Oriol Aspachs et al. (2005), Bonfim & Kim (2011) các tác giả này sử dụng phổ biến hai yếu tố khác làm biến độc lập trong mô hình: Rủi ro tín dụng_LLP (giá trị trích lập dự phòng rủi ro tín dụng/tổng tài sản), và Tỷ lệ thu nhập sau thuế trên vốn chủ sở hữu_ROE.

Tác giả xây dựng mô hình dự kiến nhƣ sau:

LAi,t= β0 + β1SIZEi,t+ β2CAPi,t + β3ROEi,t + β4LLPi,t + β5GDPt + εi,t

Trong đó:

Biến phụ thuộc LAi,t: Tỷ lệ thanh khoản ngân hàng i năm t (tài sản có tính thanh khoản / tổng tài sản)

Các biến độc lập:

SIZEi,t: Quy mô ngân hàng i năm t (logarit của tổng dƣ nợ)

CAPi,t: Tỷ lệ vốn ngân hàng i năm t (vốn chủ sở hữu / tổng nguồn vốn)

ROEi,t: Khả năng sinh lợi ngân hàng i năm t (lợi nhuận sau thuế / tổng vốn chủ sở hữu) LLPi,t: Rủi ro tín dụng ngân hàng i năm t (giá trị trích lập dự phòng rủi ro tín dụng / tổng dƣ nợ)

GDPt: Tỷ lệ tăng trƣởng GDP năm t.

Đồng thời đề xuất các tác động giữa biến độc lập với các biến phụ thuộc tƣơng ứng với 05 giả thuyết: H1, H2, H3, H4, H5 vì đây là cơ sở đến tiến hành các bƣớc tiếp theo trong chƣơng 4. (adsbygoogle = window.adsbygoogle || []).push({});

CHƢƠNG 4

KẾT QUẢ NGHIÊN CỨU VÀ THẢO LUẬN 4.1. Mô

Dữ liệu đƣợc thu thập từ 19 ngân hàng thƣơng mại trong giai đoạn 2008-2014 với các thông số về thống kê đƣợc thể hiện ở bảng sau:

Tên biến Số quan sát Giá trị trung bình Độ lệch chuẩn Giá trị nhỏ nhất Giá trị lớn nhất LA 133 0,2269877 0,1016999 0,033777 0,505874 SIZE 133 31,03752 1,34263 27,89338 33,74027 CAP 133 0,1266385 0,0919567 0,042556 0,614083 ROE 133 0,1056512 0,0639763 0,000753 0,284644 LLP 133 0,0071613 0,0037291 0,001442 0,0188 GDP 133 0,0576714 0,0042066 0,0525 0,0642

- Tỷ lệ thanh khoản (LAi,t)của các ngân hàng thƣơng mại Việt Nam khá cao, có giá trị trung bình (0,2269877) nằm trong giới hạn giá trị lớn nhất (0,505874) và giá trị nhỏ nhất (0,033777) với độ lệch chuẩn là (0,1016999). Tỷ lệ này phản ánh đúng tình trạng nền kinh tế Việt Nam trong giai đoạn 2008 – 2014 với những biến động lạm phát rất lớn và tình trạng này đƣợc chính phủ xử lý bằng hàng loạt các chính sách nhƣ: bán trái phiếu để giảm lƣợng cung tiền trong lƣu thông; tăng tỷ lệ dự trữ bắt buộc đối với các ngân hàng thƣơng mại. Cụ thể, năm 2008 ngân hàng thƣơng mại cổ phần Hàng Hải Việt Nam đạt tỷ lệ thanh khoản cao nhất (LA2008 = 0,505874), tỷ lệ thanh khoản thấp nhất là ngân hàng thƣơng mại cổ phần Quốc Tế (LA2008 = 0,045544). Tuy nhiên,

tỷ lệ thanh khoản thấp nhất của ngân hàng thƣơng mại cổ phần Quốc Tế vẫn lớn hơn giá trị tối thiểu (0,033777).

Trong bối cảnh kinh tế có những biến động lớn hàm chứa nhiều rủi ro từ thị trƣờng, các ngân hàng thƣơng mại đã chủ động tạo ra khả năng thanh khoản cao hơn để có thể đối phó với các biến động từ môi trƣờng kinh doanh.

- Trong giai đoạn này xảy ra một nghịch lý đó là các ngân hàng thƣơng mại có quy mô nhỏ lại hoạt động hiệu quả tức là mức độ thanh khoản cao hơn hẳn so với các ngân hàng quy mô lớn trong nƣớc. Cụ thể, quy mô ngân hàng (SIZEi,t)_ Logarit (Tổng dƣ nợ ngân hàng i năm t) đạt giá trị trung bình là (31,03752), trong đó giá trị nhỏ nhất và giá trị lớn nhất lần lƣợt là (27,89338-33,74027), với độ lệch chuẩn là (1,34263). Cụ thể, ngân hàng thƣơng mại cổ phần Đầu Tƣ và Phát Triển Việt Nam có tổng dƣ nợ năm 2014 là 450 ngàn tỷ đồng và tỷ lệ thanh khoản chỉ ở mức 0,120788 nhỏ hơn rất nhiều so với tỷ lệ thanh khoản trung bình là 0,2269877. Trong khi đó, ngân hàng thƣơng mại cổ phần Phát Triển Mê Kông có tổng dƣ nợ thấp nhất vào năm 2008 là 1.300 tỷ đồng và tỷ lệ thanh khoản lại ở mức cao 0,287216. Đặc biệt ngân hàng thƣơng mại cổ phần Phát Triển Mê Kông trong giai đoạn 2008 – 2014 có tổng dƣ nợ dao động từ 1.300 tỷ đồng đến 3.900 tỷ đồng thấp nhất so với 18 ngân hàng còn lại nhƣng lại có tỷ lệ thanh khoản trong hai năm rất cao (LA2010 = 0,501551_tổng dƣ nợ 2010 là 2700 tỷ đồng, LA2011 = 0,418299_tổng dƣ nợ 2011 là 3.200 tỷ đồng). Hoặc những ngân hàng nhƣ ngân hàng thƣơng mại cổ phần Hàng Hải có tổng dƣ nợ chỉ đạt mức trung bình là 27.000 tỷ đồng cũng có tỷ lệ thanh khoản 0,245260 cao hơn tỷ lệ thanh khoản trung bình.

- Vốn chủ sở hữu trên tổng nguồn vốn (CAPi,t) có giá trị trung bình là (0,1266385), trong đó giá trị nhỏ nhất (0,042556) và giá trị lớn nhất (0,614083), với độ lệch chuẩn (0,0919567). Cụ thể, ngân hàng thƣơng mại cổ phần Phát Triển Mê Kông là ngân hàng có tỷ lệ vốn cao nhất là 0,614083 tuy nhiên tỷ lệ thanh khoản trong năm 2013 chỉ đạt 0,159959 thấp hơn tỷ lệ trung bình là 0,2269877. Ngân hàng thƣơng mại cổ phần Á Châu tỷ lệ vốn chỉ đạt 0,042556 thấp nhất so với các ngân hàng khác nhƣng lại có tỷ lệ thanh khoản cao đạt 0,338268 vào năm 2011 so với tỷ lệ thanh khoản trung

bình là 0,2269877. Bên cạnh đó, các ngân hàng thƣơng mại cổ phần khác có tỷ lệ vốn dao động gần mức trung bình nhƣ: NHTMCP An Bình có tỷ lệ vốn là 0,293129 vào năm 2008 và giảm dần xuống còn 0,084716 vào năm 2014 nhƣng vẫn luôn duy trì đƣợc tỷ lệ thanh khoản qua các năm dao động từ 0,222200 đến 0,349089 ở mức cao hơn tỷ lệ trung bình. Cụ thể, tỷ lệ thanh khoản năm 2008, 2014 lần lƣợt là 0,238093, 0,306923. Hoặc các ngân hàng khác nhƣ NHTMCP Kiên Long, Nam Á, Quốc Dân, Sài Gòn Công Thƣơng, Sài Gòn Thƣơng Tín, Xăng Dầu Petrolimex, Phƣơng Đông là những ngân hàng có tỷ lệ vốn trong giai đoạn 2008 – 2014 có tỷ lệ vốn dao động ở mức trung bình nhƣng lại luôn có tỷ lệ thanh khoản cao hơn tỷ lệ thanh khoản trung bình là 0,2269877.

- Khả năng sinh lợi của ngân hàng (ROEi,t) khá cao có giá trị trung bình (ROE = 0,1056512) cụ thể, NHTMCP Á Châu có khả năng sinh lời cao nhất vào năm 2008 (ROE2008 = 0,284644) và tiếp tục duy trì khả năng sinh lời này với tỷ lệ rất cao qua các năm 2009 – 2011 (ROE2009 = 0,217805,ROE2010 = 0,205225, ROE2011 = 0,268234). Vì vậy, trong giai đoạn này NHTMCP Á Châu luôn duy trì một tỷ lệ thanh khoản cao (LA2008 = 0,357222, LA2009 = 0,269224, LA2010 = 0,232860, LA2011 = 0,338268). Bên cạnh đó, NHTMCP Quốc Dân có khả năng sinh lời thấp nhất ROE2012 = 0,000753 do vậy năm 2012 tỷ lệ thanh khoản của NHTMCP Quốc Dân là LA2012 = 0,086129 và khả năng sinh lời qua các năm sau cũng rất thấp cụ thể: ROE2013 =0,005761, ROE2014 = 0,002533.

- Rủi ro tín dụng (LLPi,t) của các ngân hàng thƣơng mại có giá trị trung bình (0,0071613), độ lệch chuẩn (0,0037291), với giá trị nhỏ nhất LLP2010 = 0,001442 của NHTMCP Mê Kông tƣơng ứng với tỷ lệ thanh khoản rất cao của ngân hàng là LA2010 = 0,501551, giá trị lớn nhất LLP2008 = 0,0188 của NHTMCP Ngoại Thƣơng Việt Nam có tỷ lệ thanh khoản ở mức trung bình là LA2008 = 0,290024. Với các chỉ tiêu đo lƣờng về rủi ro tín dụng trong bài đã phản ánh đƣợc tác động ngƣợc chiều giữa rủi ro tín dụng với tỷ lệ thanh khoản của các ngân hàng thƣờng mại đƣợc nghiên cứu. Tại mức giá trị lớn nhất tƣơng đƣơng 1,88% (nhỏ hơn rất nhiều so với tỷ lệ 3% do Ngân

hàng Nhà nƣớc quy định) cho thấy rủi ro tín dụng của các ngân hàng thƣơng mại luôn trong ngƣỡng cho phép.

(0,0576714) với sự chênh lệch không nhất (0,0642).

4.2. Phân tích tƣơng quan

LA SIZE CAP ROE LLP GDP

LA 1,0000 SIZE -0,1103 1,0000 CAP -0,1609 -0,6462 1,000 ROE 0,2279 0,4543 -0,3974 1,000 LLP -0,3495 0,4428 -0,1034 0,0843 1,000 GDP 0,1148 0,0333 -0,0655 0,2024 -0,1145 1,000

Dựa vào bảng phân tích tƣơng quan trên, ta thấy:

Các biến độc lập SIZEi,t, CAPi,t, LLPi,t tác động ngƣợc chiều đến LAi,t. Các biến độc lập ROEi,t, GDPt tác động cùng chiều đến LAi,t.

Không có hiện tƣợng đa cộng tuyến nghiêm trọng (tự tƣơng quan giữa các biến độc lập trong mô hình) do các hệ số tƣơng quan có giá trị khá thấp (cao nhất là 0,64, chuẩn so sánh theo Farrar & Glauber (1967) là 0,8)

Kết quả tƣơng quan trên phù hợp với hầu hết các nghiên cứu trƣớc trên thế giới và phù hợp với kỳ vọng của tác giả trong giai đoạn nghiên cứu này tại Việt Nam.

4.3. Kiểm định

4.3.1. Kiểm định phƣơng sai của sai số không đổi (không bị hiện tƣợng phƣơng sai thay đổi) thay đổi)

Phƣơng sai của sai số thay đổi sẽ làm cho các ƣớc lƣợng thu đƣợc bằng phƣơng pháp OLS vững nhƣng không hiệu quả, các kiểm định hệ số hồi quy không còn đáng tin cậy. Từ đó, dẫn đến hiện tƣợng 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 phƣơng không dùng đƣợc. Bởi vì phƣơng sai của sai số thay đổi làm mất tính hiệu quả của ƣớc lƣợng, nên cần thiết phải tiến hành kiểm định giả thuyết phƣơng sai của sai số không đổi bằng kiểm định White, với giả thuyết H0: Không có hiện tƣợng phƣơng sai thay đổi. (adsbygoogle = window.adsbygoogle || []).push({});

Với mức ý nghĩa alpha = 5%, kiểm định White cho kết quả là: Prob = 0,6666

Vậy Prob > 0,05 nên chấp nhận giả thuyết H0  Không có hiện tƣợng phƣơng sai thay đổi.

4.3.2. Kiểm định giữa các sai số không có mối quan hệ tƣơng quan với nhau (không bị hiện tƣợng tự tƣơng quan) bị hiện tƣợng tự tƣơng quan)

Giữa các sai số có mối quan hệ tƣơng quan với nhau sẽ làm cho các ƣớc lƣợng thu đƣợc bằng phƣơng pháp OLS vững nhƣng 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 tƣơng quan trên dữ liệu bảng với giả thuyết H0: không có sự tự tƣơng quan.

Với mức ý nghĩa alpha = 5%, kiểm định cho kết quả là: Prob = 0,0000 Vậy, Prob < 0,05 nên bác bỏ giả thuyết H0 Có sự tự tƣơng quan.

Do vậy, tác giả dùng phƣơng pháp bình phƣơng bé nhất tổng quát khả thi (Feasible General Least Square – FGLS)

4.3.3. Kiểm định không có sự tự tƣơng quan giữa các biến độc lập trong mô hình (không bị hiện tƣợng đa cộng tuyến) (không bị hiện tƣợng đa cộng tuyến)

Bảng 4.3: Chỉ tiêu VIF của các biến

Tên biến VIF 1/VIF

SIZE 2,50 0,400488

CAP 1,88 0,533185

LLP 1,37 0,727795

ROE 1,36 0,737265

GDP 1,06 0,941534

Gía trị trung bình VIF 1,63

VIF của tất cả các biến độc lập đều nhỏ hơn 10 nên hiện tƣợng đa cộng tuyến trong mô hình đƣợc đánh giá là không nghiệm trọng (Gujrati, 2003).

4.3.4. Tổng hợp kết quả kiểm định

Qua kết quả kiểm định từng phần ở trên, ta thấy: mô hình có hiện tƣợng đa cộng tuyến đƣợc đánh giá là không nghiêm trọng và không có hiện tƣợng

vậy, mô hình có sự tự tƣơng quan. Hiện tƣợng này sẽ làm cho các ƣớc lƣợng thu đƣợc bằng các phƣơng pháp hồi quy thông trƣờng trên dữ liệu bảng không hiệu quả, các kiểm định hệ số hồi qui không còn đáng tin cậy. Do vậy, tác giả dùng phƣơng pháp bình phƣơng bé nhất tổng quát khả thi (Feasible General Least Square – FGLS)

4.4. So sánh giữa các mô hình trên panel data: Pooled Regression, Fixed Effects Model, Random Effects Model Model, Random Effects Model

4.4.1. So sánh giữa các mô hình: Pooled Regression và Fixed Effects Model

Ta tiến hành so sánh giữa các mô hìnhPooled Regressionvà Fixed Effects model với giả thuyết H0: Chọn Pooled Regression

Bảng 4.4: Phân tích hồi quy theo Pooled Regression

LA Hệ số hồi quy Sai số chuẩn t P>|t| Khoảng tin cậy 95% SIZE -0,0215382 0,0093035 -2,32 0,022 -0,0399481 -0,0031284 CAP -0,2916006 0,1177263 -2,48 0,015 -0,5245598 -0,0586415 ROE 0,4306067 0,1438947 2,99 0,003 0,1458651 0,7153484 LLP -7,397394 2,484768 -2,98 0,003 -12,3143 -2,480487 GDP 0,5098869 1,936652 0,26 0,793 -3,322397 4,342171 Hằng số 0,9104841 0,3068349 2,97 0,004 0,3033132 1,517655

Bảng 4.5: Phân tích hồi quy theo Fixed Effects Model

LA Hệ số hồi quy Sai số chuẩn t P>|t| Khoảng tin cậy 95% SIZE -0,0456572 0,0149125 -3,06 0,003 -0,0752133 -0,016101

CAP -0,5316794 0,1421638 -3,74 0,000 -0,8134434 -0,2499153 (adsbygoogle = window.adsbygoogle || []).push({});

ROE 0,3840653 0,1329008 2,89 0,005 0,12066003 0,6474704

LLP -12,05293 2,767802 -4,35 0,000 -17,53862 -6,567233

Hằng số

1,751766 0,4601987 3,81 0,000 0,8396676 2,663865

Với mức ý nghĩa 5%, ta có: Prob = 0,0000 < 5% nên bác bỏ giả thuyết H0  chọn mô hình hồi quy theo Fixed effectsmodel

4.4.2. So sánh giữa các mô hình: Fixed effects model và Random effects modelBảng 4.6: Phân tích hồi quy theo Fixed effects model Bảng 4.6: Phân tích hồi quy theo Fixed effects model

LA Hệ số hồi quy Sai số chuẩn t P>|t| Khoảng tin cậy 95% SIZE -0,0456572 0,0149125 -3,06 0,003 -0,0752133 -0,016101

Mục lục