Việc phân tích tương quan giữa các biến độc lập trong mô hình được thực hiện bằng cách lập ma trận hệ số tương quan giữa các biến để tìm ra những cặp biến có hệ số tương quan cao. Cách dùng ma trận hệ số tương quan giữa các cặp biến có ưu điểm là tạo sự dễ dàng trong việc nhận xét các mối quan hệ tương quan. Theo Gujarati (2003) để phát hiện có đa cộng tuyến hay không cần xem xét kỹ hệ số tương quan
.000% 1.000% 2.000% 3.000% 4.000% 5.000% 6.000% 7.000% 8.000% .000% 1.000% 2.000% 3.000% 4.000% 5.000% 6.000% 7.000% 2012 2013 2014 2015 2016 2017 2018 2019 % Năm GDP và lạm phát giai đoạn 2013 - 2018 INF GDP
cho biết mô hình hồi quy sẽ gặp vấn đề đa cộng tuyến nghiêm trọng.
Phân tích tương quan chú trọng vào hệ số Sig. của kiểm định Pearson với Giả thuyết H0: hệ số tương quan bằng 0. Nếu Sig. < 5% thì có thể kết luận được là hai biến có tương quan với nhau. Hệ số tương quan càng lớn tương quan càng chặt. Nếu Sig. lớn hơn 5% thì hai biến không có tương quan với nhau.
Dễ dàng nhận thấy ở bảng 4.2: Các biến độc lập LLR, INF tác động ngược chiều đến LIQ, các biến còn lại tác động cùng chiều đến LIQ
Hệ số tương quan giá trị đều < 0,8 nên không có hiện tượng đa cộng tuyến nghiêm trọng nào.
Kiểm định VIF tiếp theo sẽ kiểm tra hiện tượng đa cộng tuyến để loại bỏ các biến không phù hợp trong mô hình.
BẢNG 4.2 BẢNG MA TRẬN HỆ SỐ TƯƠNG QUAN CÁC BIẾN TRONG MÔ HÌNH NGHIÊN CỨU
BIẾN LIQ CAP ROA SIZE LLR GDP INF Di
LIQ 1 CAP 0.1289 1 ROA 0.3861 0.1543 1 SIZE 0.2314 -0.6339 0.2849 1 LLR -0.3082 -0.0672 0.083 0.1919 1 GDP 0.2936 -0.2385 0.121 0.2102 -0.2494 1 INF -0.1553 0.1530 0.0727 -0.1044 0.2647 -0.7202 1 Di 0.3145 -0.2842 0.2557 0.609 0.0923 0.1276 -0.0334 1
(Nguồn: Kết quả phân tích từ phần mềm Stata 14) Do các hệ số tương quan có giá trị khá thấp , cao nhất chỉ là 0.7202 < 0.8 (chuẩn so sánh theo Farra & Glauber 1967). Vì vậy mô hình không có đa cộng tuyến nghiêm trọng.
Để xác định liệu rằng hiện tượng đa cộng tuyến giữa các biến có tồn tại hay không, nghiên cứu này thực hiện kiểm định hệ số phóng đại phương sai (Variance Inflation Factor – VIF) để kiểm tra cho dữ liệu bảng thông qua lệnh Collin trong STATA. Kết quả của kiểm định VIF cho thấy tất cả các hệ số đều nhỏ hơn 10, điều này nghĩa là hiện tượng đa cộng tuyến không xảy ra trong bộ số nghiên cứu (Kennedy, 1992).
BẢNG 4.3 KIỂM TRA ĐA CỘNG TUYẾN CHO MÔ HÌNH NGHIÊN CỨU
Hồi quy phụ Giá trị VIF
R-
Squared Kết quả
CAP 2.51 0.6019 Không có đa cộng tuyến
ROA 1.54 0.3491 Không có đa cộng tuyến
SIZE 3.35 0.7018 Không có đa cộng tuyến
LLR 1.36 0.2638 Không có đa cộng tuyến
GDP 2.50 0.6000 Không có đa cộng tuyến
INF 2.26 0.5573 Không có đa cộng tuyến
Di 1.69 0.4100 Không có đa cộng tuyến
(Nguồn: Kết quả phân tích từ phần mềm Stata 14)
4.4. Kết quả hồi quy mô hình nghiên cứu
Như đã trình bày trong chương 3, để xác định các yếu tố tác động đến khả năng thanh khoản của các NHTMCP Việt Nam, tác giả sử dụng kỹ thuật hồi quy dữ liệu bảng để phân tích tác động của 7 yếu tố đến thanh khoản của các NHTMCP Việt Nam. Đồng thời, tác giả thực hiện chạy 2 hiệu ứng (Fixed Effect và Random Effect) với phương pháp bình phương bé nhất (OLS). Bên cạnh đó, nghiên cứu còn sử dụng kiểm định Hausman-test để kiểm tra xem mô hình với hiệu ứng Fixed Effect hay Random Effect là phù hợp hơn trong nghiên cứu này. Đồng thời, tác giả thực hiện kiểm định các vi phạm giả thiết hồi quy: phương sai thay đổi, tự tương quan, đa cộng tuyến. Nếu phát hiện hiện tượng tự tương quan và phương sai thay đổi, bài nghiên cứu sử dụng hồi quy dạng tổng quát GLS (Generalized Least Squares) nhằm đảm bảo ước lượng thu được vững và hiệu quả.
Biến Pool OLS Fix Effect Random Effect CAP 1.6730 1.2173 1.3036 ROA 4.9976 6.2673 5.3729 SIZE 0.1082 0.1403 0.1082 LLR -11.4625 -2.5984 -4.3399 GDP 6.3313 6.5061 7.0480 INF 0.6692 0.2638 0.4314 Di 0.5118 -0.0160 0.0099 _cons -1.3349 -1.8382 -1.4160 Adj R-squared 0.3897 0.3028 0.3663 Prob (F- statistic) 0.0000 0.0000 0.0000 F test Prob>chi2 = 0.0000
Hausman test Prob>chi2 = 0.0475
Kết luận: Lựa chọn phương pháp ước lượng FEM là hiệu quả nhất để đo lường thanh khoản.
Kiểm định phương sai sai số thay đổi
Từ kết quả trình bày ở trên cho thấy ước lượng FEM là phù hợp cho toàn mẫu nghiên cứu. Tuy nhiên, để phương pháp ước lượng đảm bảo chuẩn xác và có hiệu lực, các biến độc lập giải thích tốt cho biến phụ thuộc thì tác giả thực hiện kiểm định tính hiệu lực của mô hình và kiểm định khắc phục những vi phạm của mô hình.
Kết quả kiểm định phương sai sai số thay đổi
Mô hình FEM Breusch and Pagan Lagrangian
Chibar2(26) Prob > F Kết quả kiểm định
LIQ 611.68 0.0000 Có hiện tượng phương sai sai số
thay đổi
Kiểm định tự tương quan
Kết quả kiểm định ở phụ lục 5 cho thấy hệ số Prob>F = 0.0000 (<0.05) nên mô hình FEM có hiện tượng tự tương quan
Mô hình FEM
Wooldridge test
Thống kê F Prob > F Kết quả kiểm định
LIQ 44.220 0.0000 Có hiện tượng tự tương quan
Kiểm định đa cộng tuyến
Kiểm định đa cộng tuyến bằng hàm collin cho thấy không có biến phụ thuộc nào có hệ số VIF > 10 nên không có hiện tượng đa cộng tuyến trong mô hình nghiên cứu.
Như vậy mô hình FEM bị khuyết tật tự tương quan và phương sai sai số thay đổi, do đó đề tài sử dụng mô hình GLS để khắc phục khuyết tật mô hình. Kết quả ước lượng theo GLS như sau:
BẢNG 4.5 KẾT QUẢ HỒI QUY THEO GLS CHO BIẾN PHỤ THUỘC LIQ
LIQ Hệ số hồi quy P>|z|
CAP 1.8312 0.000 ROA 2.7164 0.123 SIZE 0.1088 0.002 LLR -7.3955 0.000 GDP 3.5516 0.030 INF 0.5126 0.246 Di 0.0384 0.093 Hằng số -1.1963 0.025 Số quan sát 156 Mức ý nghĩa (Prob > chi2) 0.0000
(Nguồn: Kết quả từ phần mềm Stata 14) Dựa vào bảng 4.5 - Kết quả ước lượng theo phương pháp GLS cho mô hình hồi quy với biến phụ thuộc LIQ cho thấy các biến độc lập có giá trị Prob. < 0.05 tức có ý nghĩa thống kê, Trong mô hình hồi quy, tất cả các biến đều có ý nghĩa thống kê ngoại trừ biến ROA và INF. Trong mô hình hồi quy này, biến CAP, SIZE, GDP, Di có mối quan hệ cùng chiều với biến phụ thuộc, biến còn lại: LLR có mối quan hệ
mạnh nhất đến biến phụ thuộc LIQ.
Từ kết quả ước lượng, mô hình hồi quy đo lường mức độ tác động các yếu tố đến khả năng thanh khoản của các NHTMCP Việt Nam như sau:
LIQ = 1.8312*CAP + 0.1088 * SIZE - 7.3955* LLR + 3.5516 GDP + 0.0384Di
- 1.1963
Như vậy, khi tỷ lệ vốn chủ sở hữu tăng 1%, khả năng thanh khoản của các NHTMCP Việt Nam tăng 1.831%. Điều này cho thấy, việc gia tăng vốn chủ sở hữu sẽ làm giảm nợ, làm tăng khả năng thanh khoản của các NHTMCP khi đo lường bằng LIQ.
Kết quả nghiên cứu cho thấy mối tương quan dương giữa quy mô của NHTMCP với khả năng thanh khoản. Kết quả này cho thấy rằng quy mô NHTM càng lớn thì khả năng thanh khoản càng cao và ngược lại.
Tỷ lệ dự phòng rủi ro tín dụng có mối quan hệ ngược chiều với biến phụ thuộc với hệ số tác động rất lớn, có nghĩa là ngân hàng duy trì tỷ lệ dự phòng rủi ro tín dụng càng cao thì khả năng thanh khoản càng kém và ngược lại.
Tốc độ tăng trưởng tổng sản phẩm quốc nội có mối quan hệ cùng chiều với biến phụ thuộc với hệ số tác động rất lớn.
NHTMCP đã niêm yết trên sàn chứng khoán tác động cùng chiều với tính thanh khoản.
4.5. Thảo luận kết quả nghiên cứu 4.5.1. Quy mô vốn chủ sở hữu CAP 4.5.1. Quy mô vốn chủ sở hữu CAP
Quy mô vốn chủ sở hữu CAP có mối tương quan dương có ý nghĩa thống kê với khả năng thanh khoản của NHTM khi đo lường bằng LIQ. Kết quả này cho thấy quy mô vốn chủ sở hữu đóng một vai trò rất quan trọng trong việc nâng cao khả năng thanh khoản của NHTM. Tỷ lệ vốn chủ sở hữu được đo lường bằng vốn chủ sở hữu chia cho tổng tài sản, tỷ số này thể hiện tình trạng đủ vốn và sự an toàn, lành mạnh về tài chính của một ngân hàng. Tỷ số này thấp chứng tỏ ngân hàng sử dụng đòn bẩy tài chính cao, điều này chứa đựng rất nhiều rủi ro và có thể làm cho lợi nhuận của ngân hàng giảm khi chi phí vốn vay cao. Các nghiên cứu của các tác giả Bunda (2003); Vodová (2011); Bonfim và Kim (2009); Aspachs & cộng sự (2005); Indriani
của ngân hàng. Nghiên cứu kỳ vọng rằng tỷ lệ vốn chủ sở hữu sẽ có mối tương quan dương với khả năng thanh khoản của các ngân hàng, tức là ngân hàng duy trì tỷ lệ vốn chủ sở hữu càng cao thì gánh nặng nợ càng thấp trong cấu trúc vốn, khả năng thanh khoản sẽ cao hơn do tỷ lệ nợ vay ít hơn. Kết quả nghiên cứu đã phản ánh đúng thực trạng của hệ thống ngân hàng Việt Nam. Cuộc khủng hoảng tài chính toàn cầu diễn ra năm 2008, 2009 càng là cơ sở minh chứng cho tầm quan trọng của quy mô vốn chủ sở hữu đối với các NHTMCP Việt Nam. Giai đoạn diễn ra khủng hoảng, trong khi các ngân hàng có quy mô vốn chủ sở hữu nhỏ tỏ ra chống chọi kém với những cú sốc của nền kinh tế thể hiện ở khả năng thanh khoản giảm mạnh thì các ngân hàng có quy mô vốn chủ sở hữu lớn như BID, CTG, TCB, VCB vẫn có khả năng thanh khoản đạt ở mức cao và ổn định. Như vậy, rõ ràng quy mô vốn chủ sở hữu đã cung cấp cho các ngân hàng một sức mạnh nội lực để có thể đứng vững trong thời kỳ kinh tế có nhiều bất ổn. Bên cạnh đó quá trình sáp nhập các ngân hàng đã và đang diễn ra chứng tỏ rằng nếu ngân hàng không duy trì được nguồn vốn chủ sở hữu ổn định thì sẽ rất khó để đứng vững được.
4.5.2. Quy mô của ngân hàng thương mại
Quy mô ngân hàng (SIZE) được đo lường bằng cách lấy logarit tự nhiên của tổng tài sản. SIZE có mối tương quan dương với khả năng thanh khoản của ngân hàng chứng tỏ ngân hàng càng mở rộng quy mô thì khả năng thanh khoản càng tăng, mở ra cơ hội cho các ngân hàng có thể tiếp tục huy động nhiều nguồn vốn khác nhau nhằm nâng cao khả năng thanh khoản của mình. Nghiên cứu trước của các tác giả Aspachs et al. (2005) cho nhận định tương tự về mối quan hệ giữa quy mô ngân hàng và khả năng thanh khoản.
Kết quả phân tích 26 NHTMCP Việt Nam cho thấy NHTM có vốn nhà nước chiếm hơn 50% như Agribank, BIDV, VietinBank và VCB là những ngân hàng có quy mô tài sản lớn nhất. Những ngân hàng có quy mô tài sản nhỏ thường là những NHTMCP tư nhân như KienLongBank, PGBank, PvcomBank, NCB… Giai đoạn này chứng kiến sự tăng trưởng mạnh mẽ về quy mô tài sản của ngân hàng do quá trình chuyển đổi từ ngân hàng nông thôn thành các ngân hàng đô thị, buộc các ngân hàng phải tăng vốn điều lệ và qua đó tăng quy mô tài sản. Mặt khác, sự tăng trưởng vượt
tế, số lượng ngân hàng nước ngoài xâm nhập vào thị trường trong nước tăng lên trong giai đoạn gần đây cũng là lý do làm tăng quy mô tài sản của ngân hàng.
4.5.3. Tỷ lệ dự phòng rủi ro tín dụng
Tỷ lệ dự phòng rủi ro tín dụng có mối tương quan âm với hệ số tác động lớn đến khả năng thanh khoản. Điều này cho thấy việc trích lập tỷ lệ dự phòng càng lớn thì khả năng thanh khoản càng giảm và ngược lại. Trong hoạt động tín dụng, NHTM luôn đặt ra mục tiêu tối đa hóa lợi nhuận đồng thời tối thiểu hóa rủi ro. Tuy nhiên với bất kì khoản tín dụng nào NHTM cũng phải đối mặt với rủi ro về sự vi phạm nghĩa vụ từ phía đối tác, mang đến tổn thất tài chính cho ngân hàng. (Bùi Diệu Anh. (2013)) Và việc đầu tiên là phải trích lập dự phòng cho những khoản nợ xấu. Trên bảng cân đối kế toán, dự phòng rủi ro tín dụng phản ánh sự giảm tài sản trước những tổn thất có thể xảy ra. Còn trên bảng kết quả hoạt động kinh doanh, nó được ghi nhận như một khoản chi phí, làm suy giảm lợi nhuận ngân hàng. Việc trích lập các khoản dự phòng làm hạn chế lượng tiền lưu thông trong ngân hàng dẫn đến khả năng thanh khoản thấp. Kết quả này phù hợp với nghiên cứu trước của các tác giả Lucchetta (2007), Nguyễn Thị Mỹ Linh (2016) cho thấy mối tương quan âm giữa tỷ lệ dự phòng dự phòng rủi ro tín dụng và khả năng thanh khoản của các ngân hàng.
4.5.4. Ngân hàng niêm yết trên sàn chứng khoán
Ngân hàng niêm yết trên sàn chứng khoán có mối quan hệ cùng chiều với khả năng thanh khoản. Theo lý thuyết, những ngân hàng có cổ phiếu được niêm yết trên sàn chứng khoán sẽ giúp cho ngân hàng dễ dàng huy động vốn từ các nhà đầu tư để gia tăng nguồn cung thanh khoản và đồng thời tăng vốn cấp 1 nhằm đáp ứng các điều kiện của Basel hiện hành và nâng cao năng lực quản trị ngân hàng. Bên cạnh đó, ngân hàng niêm yết còn có những lợi thế khác như: trong hoạt động của mình ngân hàng thường nắm giữ tài sản thanh khoản (dưới dạng các chứng khoán kinh doanh) sẽ có nhiều cơ hội tiếp cận thị trường tài chính để đáp ứng nhu cầu thanh khoản (M., Skully M. & Perera S. (2012)), ngân hàng niêm yết sẽ giúp cho cổ đông dễ dàng chuyển nhượng cổ phiếu đang nắm giữ, qua đó tăng tính hấp dẫn của cổ phiếu.
Tốc độ tăng trưởng tổng sản phẩm quốc nội có mối quan hệ cùng chiều với khả năng thanh khoản. Trong thời kỳ tăng trưởng kinh tế, doanh nghiệp hoạt động kinh doanh hiệu quả, nguồn lực tài chính doanh nghiệp dồi dào hơn và khả năng thanh toán nghĩa vụ nợ (trong đó có các khoản vay ngân hàng) tốt hơn, từ đó làm gia tăng nguồn cung thanh khoản cho ngân hàng. Kết quả này đồng với quan điểm của Fielding. D & Shortland. A (2005).
BẢNG 4.6 TÓM TẮT KẾT QUẢ NGHIÊN CỨU
STT Tên biến Giả thuyết Kết quả
nghiên cứu Những nghiên cứu có cùng kết quả
1 CAP + + Vũ Thị Hồng (2015), Aspachs et al (2005) 2 ROA + Không có ý nghĩa 3 SIZE + + Aspachs et al (2005) 4 LLR - - Nguyễn Thị Mỹ Linh (2016)
5 GDP - + Fielding. D & Shortland. A (2005)
6 INF +
Không có ý nghĩa
7 Di + + Nguyen M., Skully M. & Perera S,
(2012)
CHƯƠNG 5. GỢI Ý CHÍNH SÁCH
5.1. Kết luận
Nghiên cứu này được tác giả thực hiện cho các ngân hàng TMCP tại Việt Nam trong khoảng thời gian nghiên cứu từ năm 2013 đến 2018. Với mục tiêu ban đầu là xác định các yếu tố sẽ ảnh hưởng đến thanh khoản của các NHTMCP Việt Nam. Qua đó tác giả muốn đưa ra các đề xuất để góp phần tăng tính thanh khoản cho các ngân hàng.
Từ kết quả thu được trong mô hình nghiên cứu của mình với những biến đã được tác giả chọn lọc để thực hiện hồi quy. Tác giả chia các nhóm biến thành 2 nhóm như sau:
- Các biến có mối tương quan cùng chiều với tính thanh khoản, bao gồm: Tỷ lệ vốn chủ sở hữu (CAP), quy mô của NHTM (SIZE), tốc độ tăng trưởng tổng sản phẩm quốc nội (GDP), Ngân hàng TMCP đã niêm yết trên sàn chứng khoán.
- Biến có mối tương quan ngược chiềuvới tính thanh khoản là tỷ lệ dự phòng rủi ro tín dụng (LLR)
Qua kết quả này tác giả thấy rằng, tính thanh khoản của ngân hàng chịu sự ảnh hưởng nhiều từ tỷ lệ vốn chủ sở hữu, tốc độ tăng trưởng tổng sản phẩm quốc nội và tỷ lệ dự phòng rủi ro tín dụng.
5.2. Kiến nghị
5.2.1. Kiến nghị đối với các NHTM
Tăng vốn chủ sở hữu để nâng cao vị thế và uy tín của các ngân hàng thương mại
Trong tất cả các nguồn vốn thì vốn chủ sở hữu là nguồn có thể được sử dụng