4.3.2.1. Kiểm định mô hình hồi quy phù hợp
Bảng 4.11. Phân tích hồi quy mô hình ROE theo 3 phương pháp ước lượng mô hình tổng quát gồm mô hình ước lượng OLS (OLS pooled), mô hình tác động cố định (FEM - Fixed Effects Model) và mô hình tác động ngẫu nhiên (REM - Random Effects Model), phụ lục 13 Kiểm định Hausman mô hình ROE và phụ lục 14 Kiểm định Breusch - Pagan mô hình ROE để lựa chọn mô hình phù hợp nhất. Theo phụ lục 10 Phân tích hồi quy mô hình ROE theo OLS Pooled, phụ lục 11 Phân tích hồi quy mô hình ROE theo FEM và phụ lục 12 Phân tích hồi quy mô hình ROE
theo REM, Ta có Prob F-statistic (Mức xác suất thống kê F)= 0.0000 < 0.01 (mức ý nghĩa là 1%) ta kết luận cả 3 mô hình hồi quy này phù hợp và tồn tại. Mô hình ước lượng Pooled OLS có hệ số xác định (độ khớp của mộ hình) R-squared = 0.6715 có nghĩa là các biến độc lập giải thích được khoảng 67% sự thay đổi của biến phụ thuộc, mô hình tác động cố định FEM có hệ số xác định (độ khớp của mộ hình) R- squared = 0.6178 có nghĩa là các biến độc lập giải thích được khoảng 61.78% sự thay đổi của biến phụ thuộc và mô hình tác động ngẫu nhiên REM có hệ số xác định (độ khớp của mộ hình) R-squared = 0.6165 có nghĩa là các biến độc lập giải thích được khoảng 61.65% sự thay đổi của biến phụ thuộc, cả 3 mô hình các biến độc lập đều có tác động khá mạnh đến biến phụ thuộc ROE.
Bảng 4.11. Phân tích hồi quy mô hình ROE
Biến
Pooled OLS FEM REM
Coef P-value coef P-value coef P-value
LNTA 1.1934 0.002 0.5996 0.433 0.9203 0.056 EAT -0.2416 0.002 -0.3627 0.000 -0.3199 0.000 NPLTL -0.6464 0.002 -0.2877 0.145 -0.3964 0.037 IMGI -0.0102 0.599 -0.0184 0.348 -0.0166 0.370 NIEGI -0.2511 0.000 -0.2540 0.000 -0.2546 0.000 LDR 0.0249 0.108 0.0447 0.012 0.0381 0.019 SPREAD -2.4194 0.013 -2.0426 0.024 -2.1968 0.012 RGDP -1.5446 0.024 -1.2175 0.049 -1.3451 0.025 INF 0.3281 0.000 0.2928 0.000 0.3105 0.000 Prob > F = 0.0000 0.0000 0.0000 R-square = 0.6715 0.6178 0.6165 Nguồn: trích từ kết quả phụ lục 10, 11, 12
Sau đó kiểm định để chọn mô hình phù hợp thông qua kiểm định Hausman test để lựa chọn mô hình FEM hay REM, nếu không chọn FEM ta tiếp tục kiểm định Breusch-Pagan test để lựa chọn mô hình REM hay Pooled OLS.
Kiểm định Hausman test (lựa chọn mô hình FEM và REM) Bảng 4.12. Kiểm định Hausman test
Nguồn: Phụ lục 13 kết quả chạy hồi quy
Giả thuyết đưa ra:
H0: Chọn REM (mô hình Random) H1: Chọn FEM (mô hình Fixed)
Kết quả Bảng 4.12. cho thấy mô hình có giá trị thống kê Statistic của Chi2(9) là 7.12 và Prob>chi2 = 0.6249 > 0.05 (mức ý nghĩa 5%). Vì vậy, chấp nhận giả thuyết Ho, bác bỏ giả thuyết H1. Mô hình REM phù hợp với mô hình nghiên cứu thông qua kiểm định Hausman test.
Kiểm định Breusch-Pagan test (lựa chọn mô hình REM và Pooled OLS)
Bảng 4.13. Kiểm định Breusch-Pagan test
Nguồn: Phụ lục 14 kết quả chạy hồi quy
Giả thuyết đưa ra:
H0: Chọn Pooled OLS H1: Chọn REM
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(9) = (b-B)'[(V_b-V_B)^(-1)](b-B) = 7.12 Prob>chi2 = 0.6249
(V_b-V_B is not positive definite)
Breusch and Pagan Lagrangian multiplier test for random effects ROE[ngnhang1,t] = Xb + u[ngnhang1] + e[ngnhang1,t]
Estimated results: | Var sd = sqrt(Var) ---+--- ROE | 55.57245 7.454693 e | 14.25046 3.774978 u | 4.956498 2.226319 Test: Var(u) = 0 chibar2(01) = 45.61 Prob > chibar2 = 0.0000
Kết quả Bảng 4.13. cho thấy mô hình có giá trị thống kê Statistic của
chibar2(01) là 45.61 và Prob > chibar2 = 0.0000 < 0.01 (mức ý nghĩa 1%). Vì vậy, bác bỏ giả thuyết Ho, chấp nhận giả thuyết H1. Mô hình REM phù hợp với mô hình nghiên cứu thông qua kiểm định Breusch-Pagan test.
Vì vậy, nghiên cứu sẽ chọn mô hình hồi quy tác động ngẩu nhiên (REM) để phân tích kết quả. Việc lựa chọn mô hình tại bước này chỉ mang tính chất trung gian vì trong mô hình ROE có hiện tượng tự tương quan và phương sai thay đổi (LM(Var(u)=0,lambda=0) = 76.21 Pr>chi2(2) = 0.0000 < 0.01 (mức ý nghĩa 1%), theo Phụ lục 15. Kiểm định tự tương quan và phương sai thay đổi) nên tác giả sử dụng phương pháp hồi quy mô hình ROE với Feasible Generalized Least Squares (FGLS) để khắc phục hiện tượng tự tương quan và phương sai số thay đổi nhằm đảm bảo ước lượng thu được vững và hiệu quả.
Bảng 4.14. Hồi quy mô hình ROEvới FGLS
Cross-sectional time-series FGLS regression Coefficients: generalized least squares Panels: heteroskedastic
Correlation: common AR(1) coefficient for all panels (0.4294)
Estimated covariances = 24 Number of obs = 216 Estimated autocorrelations = 1 Number of groups = 24 Estimated coefficients = 10 Time periods = 9 Wald chi2(9) = 447.16 Prob > chi2 = 0.0000 --- ROE | Coef. Std. Err. z P>|z| [95% Conf. Interval] ---+--- LNTA | 1.2673 .3329749 3.81 0.000 .6146813 1.919919 EAT | -.1630456 .0538413 -3.03 0.002 -.2685725 -.0575186 NPLTL | -.5191074 .16483 -3.15 0.002 -.8421683 -.1960466 IMGI | .0055765 .0123336 0.45 0.651 -.0185969 .02975 NIEGI | -.2424393 .0167605 -14.46 0.000 -.2752893 -.2095893 LDR | .0242592 .0114048 2.13 0.033 .0019062 .0466122 SPREAD | -.6812358 .682762 -1.00 0.318 -2.019425 .6569532 RGDP | -.9793678 .402965 -2.43 0.015 -1.769165 -.189571 INF | .1584675 .0470151 3.37 0.001 .0663197 .2506153 _cons | -11.52581 10.52856 -1.09 0.274 -32.16141 9.109779 ---
Theo Phụ lục 16 và Bảng 4.14. Hồi quy FGLS mô hình ROE với mức ý nghĩa 5% có Prob > chi2 = 0.0000 thì mô hình nghiên cứu tồn tại có dạng như sau:
ROE = 1.2673 LNTA – 0.163046 ETA – 0.519107 NPL/TL – 0.242439 NIE/GI + 0.024259 LDR – 0.979368 RGDP + 0.158468 INF (4.2)
4.3.2.2. Thảo luận kết quả phân tích mô hình ROE (4.2)
Nhìn vào Bảng 4.14 mô hình hồi quy ta thấy:
Ta có Prob F-statistic (Mức xác suất thống kê F)= 0.00000 < 0.05 (mức ý nghĩa là 5%) ta kết luận mô hình hồi quy này phù hợp và tồn tại. Hệ số xác định ( R-squared: độ khớp của mô hình ) = 0.6165 có nghĩa là các biến độc lập giải thích được khoảng 61.6% sự thay đổi của biến phụ thuộc.
Giá trị P-value của biến LNTA = 0.000 < 0.01. Vì vậy, trong mô hình REM, biến LNTA có ý nghĩa thống kê tại mức ý nghĩa 1%, dấu phù hợp so với kỳ vọng giả thuyết ban đầu. Với điều kiện các yếu tố khác không đổi, khi biến LNTA tăng 1% thì ROE tăng 1.2673 %.
Giá trị P-value của biến EAT = 0.002 < 0.01. Vì vậy, trong mô hình REM, biến EAT có ý nghĩa thống kê tại mức ý nghĩa 1%, dấu phù hợp so với kỳ vọng giả thuyết ban đầu. Với điều kiện các yếu tố khác không đổi, khi biến EAT tăng 1% thì ROE giảm 0.163046 %.
Giá trị P-value của biến NPL/TL = 0.002 <0.01. Vì vậy, trong mô hình REM, biến NPL/TL có ý nghĩa thống kê tại mức ý nghĩa 1%, dấu phù hợp so với kỳ vọng giả thuyết ban đầu. Với điều kiện các yếu tố khác không đổi, khi biến NPL/TL tăng 1% thì ROE giảm 0.519107 %.
Giá trị P-value của biến NIE/GI = 0.000 < 0.01. Vì vậy, trong mô hình REM, biến NIE/GI có ý nghĩa thống kê tại mức ý nghĩa 1%, dấu phù hợp so với kỳ vọng giả thuyết ban đầu. Với điều kiện các yếu tố khác không đổi, khi biến NIE/GI tăng 1% thì ROE giảm 0.242439 %.
Giá trị P-value của biến LDR = 0.033 < 0.05. Vì vậy, trong mô hình REM, biến LDR có ý nghĩa thống kê tại mức ý nghĩa 5%, dấu phù hợp so với kỳ vọng giả thuyết ban đầu. Với điều kiện các yếu tố khác không đổi, khi biến LDR tăng 1% thì
Giá trị P-value của biến RGDP = 0.015 < 0.05. Vì vậy, trong mô hình REM, biến RGDP có ý nghĩa thống kê tại mức ý nghĩa 5%, dấu phù hợp so với kỳ vọng giả thuyết ban đầu. Với điều kiện các yếu tố khác không đổi, khi biến RGDP tăng 1% thì ROE giảm 0.979368 %
Giá trị P-value của biến INF = 0.001 < 0.01. Vì vậy, trong mô hình REM, biến INF có ý nghĩa thống kê tại mức ý nghĩa 1%, dấu phù hợp so với kỳ vọng giả thuyết ban đầu. Với điều kiện các yếu tố khác không đổi, khi biến INF tăng 1% thì ROE tăng 0.158468 %
Kết quả nghiên cứu chỉ ra rằng đối với các ngân hàng thương mại cổ phần Việt Nam các biến có tác động cùng chiều với ROE giảm dần bao gồm: Quy mô ngân hàng (LNTA), Tỷ lệ lạm phát (INF), Tỷ lệ cho vay trên vốn huy động (LDR). Tăng trưởng kinh tế (GDP), tỷ lệ nợ xấu (NPL/TL), Hiệu quả quản lý (NIE/GI), Quy mô vốn chủ sở hữu (ETA) có tác động ngược chiều với ROE của các NHTMCP Việt Nam.
4.4. Thảo luận về các biến nghiên cứu theo kết quả đối chiếu với thực tế. 4.4.1. Giả thuyết H1 về quy mô ngân hàng (LNTA) 4.4.1. Giả thuyết H1 về quy mô ngân hàng (LNTA)
Quy mô ngân hàng có mối tương quan dương với khả năng sinh lời của các NHTMCP Việt Nam, phù hợp với giả thuyết ban đầu, có ý nghĩa thống kê ở mức ý nghĩa 1% trong mô hình biến phụ thuộc ROE, không tìm thấy ý nghĩa thống kê trong mô hình biến phụ thuộc ROA . Mối tương quan dương chỉ ra rằng các Ngân hàng Việt Nam càng mở rộng quy mô thì khả năng sinh lời ROE càng tăng. Kết quả nghiên cứu này cũng phù hợp với nghiên cứu trước đây của Phan Thu Hiền và Phan Thị Mỹ Hạnh (2013), Nguyễn Thị Mỹ Linh và Nguyễn Thị Ngọc Hương (2015), Admet Ugur & Hakan Erkus (2010). Đồng thời kết quả này ủng hộ nghiên cứu của Bhatti & Hussain (2010) khi cho rằng các ngân hàng lớn hơn có danh mục đầu tư lớn và khả năng đa dạng hóa đầu tư tốt. Theo lí thuyết danh mục đầu tư, nếu công ty có danh mục đầu tư lớn, công ty có thể đa dạng hóa rủi ro và tạo được lợi nhuận cao hơn. Trong bối cảnh ở VN, khi quy mô càng lớn, ngân hàng càng có khả năng mở rộng hệ thống chi nhánh, phòng giao dịch hơn để có thể thu hút vốn cũng như phát triển hoạt động tín dụng mang lại lợi nhuận cho ngân hàng. Theo Điều 6, Quyết định số 13/2008/QĐ-NHNN, số chi nhánh NHTM được mở phải đảm bảo vốn điều
lệ lớn hơn 100 tỷ đồng x số chi nhánh đã mở và đề nghị mở tại thành phố Hà Nội và TP.HCM + 50 tỷ đồng x số chi nhánh đã mở và đề nghị mở tại đơn vị hành chính ngoài thành phố Hà Nội và TP.HCM. Như vậy, ngân hàng càng lớn thì khả năng mở rộng mạng lưới hoạt động của ngân hàng sẽ càng cao. Việc mở rộng mạng lưới sẽ tạo thuận lợi cho khách hàng hơn trong việc thực hiện các dịch vụ của ngân hàng, từ đó giúp ngân hàng có thể phát triển mạnh hơn về các hoạt động truyền thống như: huy động và cho vay để thu lợi nhuận. Đây được xem là nguồn thu nhập chủ yếu của các NHTMCP Việt Nam hiện nay. Bên cạnh đó, khi ngân hàng có tài sản càng lớn thì các ngân hàng có thể đầu tư công nghệ phát triển các dịch vụ để tạo thu nhập ngoài lãi như thu nhập từ phí và dịch vụ, hoa hồng… Đây là nguồn thu nhập giúp ngân hàng giảm rủi ro khi nền kinh tế bất ổn và các hoạt động truyền thống bị ảnh hưởng như trong giai đoạn suy giảm kinh tế vừa qua. Hơn thế nữa, khi quy mô của ngân hàng lớn, khả năng cạnh tranh của ngân hàng sẽ gia tăng, giúp ngân hàng dễ dàng tăng tỷ suất lợi nhuận.
4.4.2. Giả thuyết H2 về quy mô vốn chủ sở hữu (ETA)
Quy mô vốn chủ sở hữu (ETA) có mối tương quan âm với khả năng sinh lời ROE của các Ngân hàng TMCPCP Việt Nam, tỷ lệ vốn chủ sở hữu trên tổng tài sản càng cao thì khả năng sinh lời ROE càng sụt giảm, kết quả này phù hợp với giả thuyết ban đầu, có ý nghĩa thống kê ở mức ý nghĩa 1% trong mô hình biến phụ thuộc ROE, không tìm thấy ý nghĩa thống kê trong mô hình biến phụ thuộc ROA. Với điều kiện các yếu tố khác không đổi, khi biến EAT tăng 1% thì ROE giảm 0.163%. Các NHTMCP Việt Nam trong giai đoạn nghiên cứu sử dụng đòn bẩy tài chính cao đã gia tăng suất sinh lời trên VCSH của ngân hàng trong khi không ảnh hưởng đến suất sinh lời trên tài sản.
Kết quả này cũng phù hợp với các kết quả nghiên cứu trước đây Hồ Thị Hồng Minh và Nguyễn Thị Cành (2015), Trịnh Quốc Trung, Nguyễn Văn Sang (2013) đã tìm ra mối tương quan âm giữa quy mô vốn chủ sở hữu và ROE. Ngân hàng có ETA cao tuy an toàn về khả năng thanh khoản hơn nhưng hiệu quả sử dụng vốn chưa cao dẫn đến khả năng sinh lời cũng bị giảm. Theo Tăng Thị Phúc (2016), mặc dù vốn chủ sở hữu trong giai đoạn năm 2010-2014 có xu hướng tăng nhưng do tín dụng tăng thấp, lãi suất cho vay giảm, chi phí huy động và chi phí trích lập dự
phòng rủi ro tín dụng tăng cao tạo áp lức lớn về sử dụng vốn đối với các NHTMCP, nên kết quả kinh doanh của ngân hàng gặp nhiều khó khăn, làm suy giảm khả năng sinh lời của NHTMCP Việt Nam trong giai đoạn này.
Tuy nhiên, một cấu trúc vốn mạnh rất cần thiết cho các ngân hàng trong nền kinh tế đang phát triển, vì nó cung cấp thêm sức mạnh cho cho các ngân hàng có thể đứng vũng trong thời kỳ khủng hoảng tài chính và tăng mức độ an toàn cho người gửi tiền khi phải đối mặt với các điều kiện kinh tế vĩ mô không ổn định. Đồng thời nguồn vốn chủ sở hữu là tấm lá chắn an toàn cho các ngân hàng khi có khó khăn về tài chính. 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. Các sự kiện kinh tế diễn ra trên thế giới ít nhiều đều có ảnh hưởng đến Việt Nam, chỉ có nâng cao năng lực tài chính mới tạo nên một nội lực vững mạnh để các NHTMCP Việt Nam có thể chống chọi với rủi ro, đồng thời nâng cao năng lực cạnh tranh cho hệ thống ngân hàng Việt Nam. Do vậy, việc yêu cầu các tổ chức tín dụng tăng vốn chủ sở hữu để nâng cao năng lực tài chính là đúng đắn, phù hợp với bối cảnh của nền kinh tế và phù hợp với chủ trương xây dựng một hệ thống ngân hàng hoạt động ổn định và phát triển bền vững, nhưng phải làm tốt công tác quản trị nguồn vốn nhằm trong dài hạn nâng cao khả năng sinh lời.
4.4.3. Giả thuyết H3 về tỷ lệ nợ xấu (NPL/TL)
Tỷ lệ nợ xấu (NPL/TL)có mối tương quan âm với khả năng sinh lời ROE của các NHTMCP Việt Nam, tỷ lệ nợ xấu càng cao thì khả năng sinh lời ROE càng sụt