4.3.1. Mô hình hồi quy
Đầu tiên, tác giả xem xét phương pháp ước lượng mô hình tổng quát là POOLED sau đó tiếp tục ước lượng với mô hình tác đô ̣ng cố đi ̣nh (FEM) để phân tích mức độ tác động
hồi quy với đầy đủ 11 biến độc lập bằng 2 phương pháp ước lượng mô hình dạng gộp và mô hình tác động cố định với mức ý nghĩa 5%.
Bảng 4.3. Kết quả hồi quy với đầy đủ biến độc lập POOLED VÀ FEM
Mô hình dạng gộp (POOLED) Mô hình tác đô ̣ng cố đi ̣nh (FEM)
Biến phụ thuộc NIITA Biến phụ thuộc NIITA Hệ số Giá trị P Hệ số Giá trị P EMPDEP -8.396152 0.0091 EMPDEP -7.297869 0.254 LOATA 0.006306 0.0794 LOATA -.0036583 0.402 EQTA 0.014377 0.0193 EQTA .0184759 0.003 DEPTA 0.009432 0.0012 DEPTA .0073511 0.019 LOADEP -0.004822 0.0221 LOADEP -.0057081 0.007 LNTA -0.000772 0.0025 LNTA -.0010272 0.000 ROE 0.010285 0.0345 ROE -.0137997 0.038 ROA -0.041197 0.0151 ROA -.0560555 0.003
TARG 4.49E-05 0.8047 TARG .0000739 0.676
RELROE -0.001823 0.0203 RELROE .0006949 0.495
RELROA 0.002859 0.0000 RELROA .0040239 0.000
_CONS 0.012840 0.0235 _CONS .0241846 0.000
Nguồn: Kết quả tính toán từ dữ liệu đề tài
Mô hình dạng gộp (POOLED) sử du ̣ng dữ liê ̣u bảng như mô ̣t đám mây dữ liê ̣u bình
thường không phân biê ̣t theo năm nên không kiểm soát được từng đặc điểm riêng ở mỗi ngân hàng. Để xem xét rằng mô hình POOLED hay FEM là phù hợp hơn trong nghiên cứu, tác giả xem xét kiểm định Redundant Fixed Effects – Likelihood Ratio với giả thuyết của kiểm định như sau:
Ho: co = c1 = c2 =… c32 (POOLED)
Bảng 4.4. Kết quả kiểm đi ̣nh Redundant Fixed Effects – Likelihood Ratio
Hiệu ứng tương quan cố định Phương trình:
Kiểm định ảnh hưởng chéo cố định
Kiểm định tác động Thống kê d.f. Giá trị
P
Cross-section F 3.439859 (31,379) 0.0000
Cross-section Chi-square 104.623258 31 0.0000
Nguồn: Kết quả tính toán từ dữ liệu đề tài
Bảng 4.5. Kết quả hồi quy với đầy đủ biến độc lập FEM VÀ REM
Mô hình tác đô ̣ng cố đi ̣nh (FEM) Mô hình tác đô ̣ng ngẫu nhiên (REM)
Biến phụ thuộc NIITA Biến phụ thuộc NIITA Hệ số Giá trị P Hệ số Giá trị P EMPDEP -7.297869 0.254 EMPDEP -7.863854 0.053 LOATA -.0036583 0.402 LOATA .0028352 0.461 EQTA .0184759 0.003 EQTA .0160737 0.008 DEPTA .0073511 0.019 DEPTA .0083331 0.005 LOADEP -.0057081 0.007 LOADEP -.0053684 0.009 LNTA -.0010272 0.000 LNTA -.0008584 0.001 ROE -.0137997 0.038 ROE .0017533 0.751 ROA -.0560555 0.003 ROA -.0481239 0.006 TARG .0000739 0.676 TARG .0000625 0.722 RELROE .0006949 0.495 RELROE -.001096 0.210 RELROA .0040239 0.000 RELROA .0034312 0.000 _CONS .0241846 0.000 _CONS .0167805 0.005
Sau khi đã có kết quả kiểm định trên đây cho thấy mô hình FEM phù hơn so với mô
hình POOLED, tác giả xem xét phương pháp ướ c lượng mô hình tác động ngẫu nhiên
(REM). Nhằm đánh giá mô hình FEM hay REM là phù hợp hơn với nghiên cứu. Bảng 4.5 là kết quả hồi quy với đầy đủ 11 biến độc lập bằng 2 phương pháp ước lượng mô hình tác động cố định và tác động ngẫu nhiên với mức ý nghĩa 5%.
4.3.2. Tác động của các nhân tố
Từ kết quả bảng 4.5, có thể nhận thấy được rằng các biến độc lập như EMDEP, LOADEP, TARG, RELROE đều không tác động đến tỷ lệ thu nhập ngoài lãi trên tổng tài sản của các ngân hàng thương mại Việt Nam do giá trị P-value của các biến này đều lớn hơn mức ý nghĩa được lựa chọn là 5% (độ tin cậy 95%). Thu nhập ngoài lãi giai đoạn này chỉ phụ thuộc vào 7 nhân tố: EQTA, DEPTA, LOADEP, LNTA, ROE, ROA và RELROA. Trong đó, EQTA, DEPTA, RELROA có tác động cùng chiều lên thu nhập ngoài lãi trên tổng tài sản, các yếu tố còn lại đều có tác động ngược chiều.
Việc hệ số của EQTA, DEPTA và RELROA mang dấu dương có ý nghĩa thống kê chứng tỏ rằng chúng có mối quan hệ biến động cùng chiều với NIITA. Tức một sự gia tăng của Cho vay/Tổng tài sản cũng như gia tăng của giá trị Logarit cơ số tự nhiên của tổng tài sản (trong điều kiện các yếu tố khác không đổi) sẽ khiến thu nhập ngoài lãi trên tài sản gia tăng và ngược lại. Còn do hệ số của các biến LOADEP, LNTA, ROE và ROA âm nên có ý nghĩa thống kê là gây tác động theo tỷ lệ nghịch lên tỷ lệ thu nhập ngoài lãi/tổng tài sản. Cho nên sự gia tăng hay giảm sút của các nhân tố được xem xét ở đây sẽ tạo ra
một sự giảm sút hay gia tăng tương ứng với thu nhập ngoàilãi trên tổng tài sản của các
ngân hàng thương mại.
Bẩy nhân tố trong mô hình đều đạt hệ số T > 2.5, trị số giá trị P đều ở mức < 0.05 (nhỏ hơn mức ý nghĩ được lựa chọn phổ biến trong các nghiên cứu cùng chủ đề trên thế giới, tương ứng với độ tin cậy 95%). Mức độ giải thích tương đối cao, và mô hình hoàn toàn có ý nghĩa thống kê với Prob > F = 0.0000.
4.4. KIỂM ĐỊNH VÀ LỰA CHỌN MÔ HÌNH
Người nghiên cứu tiến hành dung kiểm đi ̣nh Hausman cho viê ̣c lựa cho ̣n giữa mô hình FEM và REM. Trước khi tiếp cận FEM hay REM, ta xét kiểm định Hausman để xác định FEM và REM có thực sự khác biệt trong trường hợp mẫu nghiên cứu này không. Xét giả thuyết cho kiểm định Hausman:
Ho: Cov (ɛi, Xs) = 0 H1: Cov (ɛi, Xs) ≠ 0
Giải thích giả thuyết cho kiểm định Hausman:
Ho: Không có tương quan giữa các biến giải thích và các thành phần ngẫu nhiên được
chọn (REM)
H1: Có tương quan giữa các biến giải thích và các thành phần ngẫu nhiên được chọn
(FEM)
Bảng 4.6. Kết quả kiểm đi ̣nh Hausman
Hiệu ứng tương quan ngẫu nhiên - Kiểm định Hausman Phương trình:
Kiểm định ảnh hưởng ngẫu nhiên
Tóm tắt kiểm định Thống kê χ2 Bậc tự do χ2 Giá trị
P
Cross-section random 26.684222 11 0.0051
Nguồn: Kết quả tính toán từ dữ liệu của đề tài
Kết quả kiểm đi ̣nh thể hiê ̣n trong bảng 4.6 cho thấy giá trị P-value (Hausman) = 0.0051
< α = 0.05, nên bác bỏ giả thuyết Ho. Tứccó tương quan giữa các biến giải thích và các
thành phần ngẫu nhiên được chọn nên lựa chọn FEM. Vậy, luận văn ướ c lượng mô hình
với 11 biến số độc lập nêu trên thì các toán tử ước lượng FEM cho Cross-section phù
hợp hơn ước lượng REM. Và FEM là lựa chọn tốt hơn trong phạm vi không gian nghiên cứu của luận văn dưới dạng Panel Data trong thời gian dài 23 năm cùng 32 ngân hàng.
(2) Nếu Cov (ɛi, Xs) = 0 thì FEM là phù hợp hơn (3) Time-series nhỏ, Cross-section lớn:
a. Nếu chọn mẫu ngẫu nhiên thì REM là phù hợp
b. Nếu chọn mẫu không ngẫu nhiên thì FEM là phù hợp
Bảng 4.7. Kết quả ước lượng hồi quy (FEM)
Biến độc lập Biến phụ thuộc NIITA Hệ số Giá trị P EQTA .0178055 0.004 DEPTA .0061596 0.039 LOANDEP -.0066944 0.000 LnTA -.0009589 0.000 ROE -.0102683 0.011 ROA -.0564937 0.002 RELROA .0040839 0.000 _CONS .0220136 0.000
Nguồn: Kết quả tính toán từ dữ liệu của đề tài
Bằng cách loại bỏ dần các biến độc lập không có ý nghĩa thống kê và lựa chọn mô hình
dựa vào các phân tích hê ̣ số R2, kiểm đi ̣nh Hausman, thống kê Durbin-Watson, phân tích
tương quan giữa thành phần sai số chuyên biê ̣t chéo hay cá nhân (ɛi) và các biến đô ̣c lâ ̣p
để lựa cho ̣n mô hình FEM là phù hợp nhất với những biến độc lập có ý nghĩa thống kê được trình bày trong bảng 4.7.
4.5. THẢO LUẬN KẾT QUẢ
Từ kết quả nghiên cứu thực nghiệm mô hình nghiên cứu tại 32 NHTM Việt Nam trong
23 năm từ 1992 - 2015, người nghiên cứu đưa ra một số điểm cần lưu ý như:
Một là, tỷ lệ vốn chủ sở hữu trên tổng tài sản thực sự có ảnh hưởng lên thu nhập ngoài
lãi của các ngân hàng. Ngân hàng nào có sự gia tăng tỷ lệ vốn chủ cao thường kèm theo đó là sự tăng trưởng tốt của thu nhập ngoài lãi. Điều này cũng phù hợp với những lý
luận đã được nêu ra ở trên. Có nghĩa là tỷ lệ vốn chủ sở hữu cao sẽ làm cho tỷ lệ đầu tư ban đầu vào cơ sở vật chất, tài sản cố định lớn hơn vì trong cơ cấu vốn thì vốn chủ sở hữu thường được đầu tư ban đầu cho tài sản cố định. Hệ thống chi nhánh, nhân viên, hệ thống thanh toán, máy ATM, phần mềm quản lý,… được đầu tư lớn hơn khiến chất lượng dịch vụ nâng cao và làm cho tỷ lệ thu nhập ngoài lãi của các NHTM cao hơn.
Hai là, qua hệ số tác động dương của biến độc lập Tổng tiền gửi trên tổng tài sản đã
chứng tỏ, lượng tiền gửi gia tăng cũng sẽ làm gia tăng thu nhập ngoài lãi cho các ngân hàng. Tác động tuyến tính của biến này cho thấy những phù hợp với cơ sở lý luận người nghiên cứu đã tìm hiểu và trình bày ở phần các giả thuyết nghiên cứu.
Ba là, tỷ lệ cho vay trên tổng tiền gửi có tác động ngược chiều lên tỷ lệ thu nhập ngoài
lãi trong phạm vi không gian nghiên cứu. Một ngân hàng có tỷ lệ tỷ số LOADEP cao thì cũng được kỳ vọng có được mức thu nhập lãi suất lớn và theo đó, tỷ lệ thu nhập ngoài lãi sẽ thấp đi. Điều này hoàn toàn phù hợp với giả thuyết nghiên cứu
Bốn là, Logarit tự nhiên của tổng tài sản - quy mô tổng tài sản (sau khi đã được lấy logarit cơ số tự nhiên để làm giảm sự sai biệt quá lớn giữa các ngân hàng) cũng thực sự có ảnh hưởng đến thu nhập ngoài lãi của các ngân hàng thương mại Việt Nam. Tuy nhiên tác động này là ngược chiều, khác với kỳ vọng được đưa ra trong cơ sở lý luận. Có thể nói lên rằng, không phải ngân hàng có quy mô càng lớn thì tỷ lệ thu nhập ngoài lãi trên tổng tài sản càng cao. Tuy vậy, điều này không khó hiểu đối với thực trạng tại Việt Nam, khi nước ta ở trong giai đoạn đang phát triển, việc đầu tư, mở rộng về quy mô tài sản được diễn ra trên mọi phương diện, bao gồm cả ngành ngân hàng. Nhiều ngân hàng mới được cấp phép thành lập và đi vào hoạt động nên có mức đầu tư mới rất cao và dĩ nhiên chưa thể có lượng thu nhập ngoài lãi tương xứng trong giai đoạn đầu tư phát triển ban đầu này được. Mặt khác có thể nhận thấy các ngân hàng quy mô nhỏ thường chú trọng bán lẻ nên dẫn đến việc phí dịch vụ ngoài lãi chiếm tỷ trọng lớn hơn trong cơ cấu thu nhập so với các ngân hàng quy mô lớn tại Việt Nam vẫn còn chú trọng nhiều hơn đến hoạt động tín dụng làm cho tỷ lệ thu nhập lãi cao hơn đáng kể.
Năm là, lợi nhuận sau thuế có tác động ngược chiều tới thu nhập ngoài lãi. Nghiên cứu
thuộc lợi nhuận sau thuế (ROE, ROA). Tuy nhiên kết quả hồi quy lại là sự tương quan âm, trái ngược với giả thuyết nghiên cứu đã đưa ra.
Sáu là, ROA tương đối có tác động cùng chiều đối với tỷ lệ thu nhập ngoài lãi trên tổng
tài sản. Chỉ số này là kết quả khi so sánh mỗi quan sát với tổng thể nên có thể giúp đánh giá và so sánh hiệu quả chiến lược, hiệu quả quản lý và hoạt động của mỗi ngân hàng trong mối tương quan với các ngân hàng khác. Vì nó đánh giá hiệu quả hoạt động nên cũng phần nào phản ánh về thu nhập (trong đó bao gồm thu nhập ngoài lãi) của ngân hàng. Kết quả tương quan dương hoàn toàn phù hợp với kỳ vọng về một tương quan thuận chiều giữa ROA tương đối và thu nhập ngoài lãi/tài sản của các ngân hàng. Giống như kết quả nghiên cứu đã được công bố của De Young và Rice 2003.
Bảy là, nghiên cứu thực nghiệm còn cho thấy bốn nhân tố như: Số nhân viên toàn thời
gian/Tổng tiền gửi, Cho vay/Tổng tài sản, Tăng trưởng quy mô tổng tài sản, ROE tương đối đều không tác động đến thu nhập ngoài lãi trên tổng tài sản của các ngân hàng thương mại Việt Nam trong giai đoạn 1992 - 2015. Có thể lý giải việc số nhân viên toàn thời gian không có tác động tuyến tính lên thu nhập ngoài lãi là do ở Việt Nam, việc sử dụng, điều tiết, quản lý nhân viên chưa phù hợp nên trên thực tế, có gia tăng lượng nhân viên cũng không có tác dụng làm gia tăng thu nhập ngoài lãi. Đối với nhân tố Cho vay/Tổng tài sản, mô hình cho kết quả không có tác động tuyến tính lên biến phụ thuộc cho thấy tại các ngân hàng thương mại Việt Nam, việc thay đổi cơ cấu giữa cho vay và tổng tài sản không có tác động ngược chiều đến nguồn thu ngoài lãi. Bên cạnh đó, tốc độ tăng trưởng (TARG) không có tác động trong mô hình hồi quy có thể lý giải vì các các ngân hàng thương mại ở Việt Nam chưa đạt đến sự đồng đều trong tốc độ tăng trưởng. Có những ngân hàng chỉ mới vừa thành lập, trong khi nhiều ngân hàng đã đi trước một khoảng thời gian khá dài. Những ngân hàng mới thành lập không lâu, nên có sự gia tăng vượt bậc của chỉ số TARG làm tăng độ nhiễu của biến độc lập đang xem xét. Bên cạnh việc hợp nhất, sáp nhập ồ ạt các ngân hàng trong thời gian vừa qua cũng tạo ra những đột biến trong tang trưởng quy mô tổng tài sản các ngân hàng thương mại. Hơn nữa, chính việc không đồng đều trong cả trình độ, năng lực kinh doanh nên có những ngân hàng gặp khó khăn lớn nên phải cắt giảm mạnh chi phí, giảm tổng tài sản càng làm tăng thêm những sai biệt và làm mất ý nghĩa thống kê của biến số TARG. ROE tương đối
được đề xuất khi xây dựng mô hình cũng không có tác động đến thu nhập ngoài lãi của NHTM Việt nam. Có thể do mối tương quan về quy mô, lợi nhuận của các ngân hàng còn cách biệt nhiều do chính sách, chiến lược phát triển cũng như hiệu quả kinh doanh và trình độ quản lý đã làm cho việc sử dụng biến độc lập này trở nên mất ý nghĩa trong mô hình tại Việt Nam.
KẾT LUẬN CHƯƠNG 4
Trong chương 4, các kết quả nghiên cứu đã được trình bày từ phân tích mô tả các nhân tố, đến xu hướng vận động của các biến qua thời gian tại Việt Nam cũng như mô hình các nhân tố tác động đến tỷ lệ thu nhập ngoài lãi trên tài sản. Mô hình cho thấy: Tỷ lệ thu nhập ngoài lãi trên tổng tài sản giai đoạn 1992 - 2015 có phụ thuộc vào 7 nhân tố: EQTA, DEPTA, LOADEP, LNTA, ROE, ROA và RELROA. Trong đó, EQTA, DEPTA, RELROA có tác động cùng chiều lên thu nhập ngoài lãi trên tổng tài sản, các yếu tố còn lại đều có tác động ngược chiều. Từ đó mạnh dạn đưa ra một số đề xuất, kiến nghị phù hợp ở chương tiếp theo.
CHƯƠNG 5: KẾT LUẬN VÀ KIẾN NGHỊ
5.1. KẾT LUẬN
Từ chương 1 đến chương 4, luận văn đã trình bày và hệ thống chi tiết về lý thuyết cũng như phương pháp nghiên cứu các nhân tố tác động đến thu nhập ngoài lãi tại các NHTM Việt Nam đồng thời đi vào nghiên cứu thực tiễn và đánh giá tác động của những nhân tố với mô hình hồi quy cùng bộ dữ liệu bảng của 32 NHTM tại Việt Nam với không gian nghiên cứu dài 23 năm (từ năm 1992 đến 2015) dưới sự hỗ trợ đắc lực của phần mềm kinh tế lượng Stata, Eview, SPSS. Những mục tiêu nghiên cứu đề ra đã được hoàn thành và kết quả nghiên cứu chỉ ra rằng tỷ lệ thu nhập ngoài lãi trên tổng tài sản giai đoạn 1992 - 2015 có phụ thuộc vào 7 nhân tố EQTA, DEPTA, LOADEP, LNTA, ROE, ROA và RELROA. Trong đó, EQTA, DEPTA, RELROA có tác động cùng chiều lên thu nhập ngoài lãi trên tổng tài sản, các yếu tố còn lại đều có tác động ngược chiều, cụ thể là:
(i) Tỷ lệ vốn chủ sở hữu trên tổng tài sản có ảnh hưởng tuyến tính lên thu nhập ngoài lãi