Kiểm định AR(2) về mối tƣơng quan chuỗi bậc 2 trong mô hình. Giả thuyết: Ho: với p<0.1 thì mô hình tồn tại tƣơng quan chuỗi bậc 2
H1: với p>0.1 thì mô hình không tồn tại tƣơng quan chuỗi bậc 2
Kiểm định Hansen về các biến công cụ có tƣơng quan ngoại sinh hay không. Giả thuyết:
Ho: với p>0.1là các biến công cụ ngoại sinh chặt chẽ, nghĩa là không có sự tƣơng quan.
H1: với P<0.1 là các biến công cụ không ngoại sinh chặt chẽ, nghĩa là có sự tƣơng quan.
4.3.3. Kết quả hồi quy
Theo bảng 4.5 với ROA là biến phụ thuộc đại diện cho hiệu quả hoạt động kinh doanh của các ngân hàng. Đối với hồi quy OLS thì mô hình cho thấy các biến độc lập và biến kiểm soát giải thích đƣợc 46.2% sự biến động của biến phụ thuộc ROA. Trong khi đó đối với hồi quy FEM, các biến độc lập và biến kiểm soát giải thích
47
đƣợc 47.8% sự biến động của biến ROA. Giá trị p-value của các kiểm định AR (2) và Hansen đều lớn hơn 0.1, điều này cho thấy phƣơng pháp hồi quy GMM là phù hợp.
Kết quả cho thấy TDTA có tác động âm và có ý nghĩa thống kê ở mức 10% đối với ba phƣơng pháp OLS, REM và GMM. Điều này cho thấy rằng, sự gia tăng trong tỷ lệ đòn bẩy trên tổng tài sản sẽ làm giảm hiệu quả hoạt động của ngân hàng, cụ thể là tỷ suất sinh lời trên tổng tài sản. Do đó, tác giả cho rằng quyết định về cơ cấu vốn có tác động ngƣợc chiều đáng kể đến hiệu quả của các NHTM cổ phần tại Việt Nam. Kết quả này phù hợp với những kết quả của Hasan và cộng sự (2014), Salim và Yadav (2012) và Siddik và cộng sự (2017), các tác giả cũng cho thấy ảnh hƣởng tiêu cực và có ý nghía thống kê của cơ cấu vốn đến hiệu quả.
Tính thanh khoản cho thấy mối quan hệ dƣơng và có ý nghĩa thống kê với ROA. Điều này cho thấy tỷ lệ thanh khoản của các ngân hàng càng cao thì tỷ suất sinh lợi trên tài sản của các ngân hàng cũng cao tƣơng ứng. Kết quả này ngƣợc lại với kỳ vọng ban đầu của bài nghiên cứu. Điều này có thể đƣợc lý giải thông qua cách tính của biến LQDTY. Theo nghiên cứu của Siddik và cộng sự (2017) thì đại lƣợng đại diện cho thanh khoản của ngân hàng bao gồm cả khoản mục cho vay khách hàng, mà thực chất khoản mục này khó có thể chuyển đổi ngay lập tức thành tiền nếu khoản vay chƣa đến hạn. Hơn nữa, khoản mục cho vay khách hàng là đại lƣợng chính tạo ra nguồn thu nhập cho các ngân hàng. Vì vậy, mối quan hệ giữa tính thanh khoản và hiệu quả hoạt động là dƣơng thì vẫn phù hợp trong tình huống này.
Phù hợp với kết quả của Salim và Yadav (2012), tác giả cũng quan sát thấy mối quan hệ tích cực và có ý nghĩa thống kê giữa GOP và hiệu quả hoạt động của ngân hàng. Điều này cho thấy rằng sự gia tăng các cơ hội tăng trƣởng sẽ hỗ trợ gia tăng hiệu quả của các NHTM cổ phần tại Việt Nam. Lý do có thể là do các tổ chức có triển vọng tăng trƣởng cao có trạng thái vƣợt trội trên thị trƣờng, làm giảm chi phí đại diện và do đó phản ánh hiệu quả tốt hơn.
48
Quy mô cũng cho thấy mối quan hệ dƣơng và có ý nghĩa thống kê với ROA đối với hồi quy OLS. Tuy nhiên, các phƣơng pháp nhƣ FEM, REM và GMM lại không cho thấy ý nghĩa thống kê, do đó tác giả có thể kết luận quy mô gần nhƣ không ảnh hƣởng đến ROA.
Trong số các biến kiểm soát kinh tế vĩ mô, tác giả nhận thấy rằng GDP có mối liên hệ tiêu cực và có ý nghĩa thống kê với ROA (tại hồi quy GMM), trong khi lạm phát có mối liên hệ tích cực và có ý nghĩa thống kê với ROA. Các kết quả này đƣợc ủng hộ bởi nghiên cứu của Siddik và cộng sự (2017).
Bảng 4.5. Kết quả hồi quy với biến phụ thuộc là ROA đại diện cho hiệu quả hoạt động
(1) (2) (3) (4)
VARIABLES OLS FEM REM GMM
TDTA -0.0534*** -0.0147 -0.0254* -0.0525* (0.0137) (0.0145) (0.0138) (0.0302) LQDTY 0.0227*** 0.0256*** 0.0248*** 0.0408*** (0.00373) (0.00401) (0.00378) (0.00946) SZ 0.00119** 0.000887 0.000661 0.00135 (0.000555) (0.000979) (0.000715) (0.00115) GOP 0.00614*** 0.00601*** 0.00592*** 0.00719*** (0.00145) (0.00135) (0.00131) (0.00147) RGDP -0.000498 -0.000777 -0.000571 -0.000553*** (0.000804) (0.000764) (0.000715) (0.000149) INF 0.000187*** 0.000201*** 0.000185*** 5.81e-05*
(6.16e-05) (6.12e-05) (5.65e-05) (3.52e-05)
Constant 0.0205* -0.0128 -0.000570 -0.00185 (0.0117) (0.0141) (0.0122) (0.0237) Observations 195 195 195 195 R-squared 0.462 0.478 AR (2) 0.963 Hansen test 0.414
Standard errors in parentheses *** p<0.01, ** p<0.05, * p<0.1
Nguồn: Tác giả tổng hợp từ kết quả chạy từ Stata 13.0
Tiếp theo bảng 4.6 trình bày kết quả với biến phụ thuộc là ROE. Nhƣ trong bảng 4.4 với ROE là biến phụ thuộc thứ hai đại diện cho hiệu quả hoạt động kinh doanh của các ngân hàng. Đối với hồi quy OLS thì mô hình cho thấy các biến độc lập và biến kiểm soát giải thích đƣợc 50.9% sự biến động của biến phụ thuộc ROE.
49
Trong khi đó đối với hồi quy FEM, các biến độc lập và biến kiểm soát giải thích đƣợc 53% sự biến động của biến ROE. Giá trị p-value của các kiểm định AR (2) và Hansen đều lớn hơn 0.1, điều này cho thấy phƣơng pháp hồi quy GMM là phù hợp.
Kết quả cho thấy TDTA có tác động âm và có ý nghĩa thống kê ở mức 1% đối với cả bốn phƣơng pháp OLS, FEM, REM và GMM. Điều này cho thấy rằng, sự gia tăng trong tỷ lệ đòn bẩy trên tổng tài sản sẽ làm giảm hiệu quả hoạt động của ngân hàng, cụ thể là tỷ suất sinh lời trên vốn chủ sỡ hữu. Do đó, tác giả cho rằng quyết định về cơ cấu vốn có tác động cùng ngƣợc chiều và có ý nghĩa thống kê đến hiệu quả của các ngân hàng tại Việt Nam. Kết quả nghiên cứu của tác giả đồng quan điểm với những kết quả thu đƣợc từ Hasan và cộng sự (2014), Salim và Yadav (2012) và Siddik và cộng sự (2017), các tác giả cũng cho thấy ảnh hƣởng tiêu cực và có ý nghĩa thống kê của cơ cấu vốn đến ROE. Điều này có thể đƣợc giải thích nhờ vào lợi ích của lá chắn thuế khi sử dụng đòn bẩy.
Xét về tính thanh khoản, tác giả thấy mối quan hệ dƣơng và có ý nghĩa 10% ở cả bốn phƣơng pháp hồi quy với ROE. Điều này cho kết quả tƣơng tự với biến hiệu quả hoạt động ROA, khi tỷ lệ thanh khoản của các ngân hàng càng cao thì ROE sẽ càng cao. Kết quả này cũng ngƣợc với kỳ vọng tƣơng quan ban đầu của bài nghiên cứu. Điều này có thể giải thích qua công thức biến độc lập tính thanh khoản khác nhau.
Xét về yếu tố quy mô của ngân hàng, phƣơng pháp hồi quy GMM cho tác động âm lên ROE với mức ý nghĩa 99%. Trong khi OLS cho tác động dƣơng với ý nghĩa thống kê ở mức 10%, trong khi hai phƣơng pháp FEM và REM lại cho kết quả không có ý nghĩa thống kê. Do đó, tác giả kết luận rằng quy mô ngân hàng không có ảnh hƣởng đến hiệu quả hoạt động tại các ngân hàng tại Việt Nam
Tác giả cũng quan sát thấy mối quan hệ tích cực và có ý nghĩa thống kê giữa GOP và ROE. Điều này cũng tƣơng tƣ với kết quả hồi quy ở mô hình kiểm định ROA. Khi ngân hàng có cơ hội tăng trƣởng càng lớn, các ngân hàng Việt Nam hoạt động càng hiệu quả. Điểu này cũng tƣơng tự với kỳ vọng dấu tƣơng quan và kết quả nghiên cứu cơ hội tăng trƣởng theo Soumadi và Hayajneh (2012), Salim và Yadav
50
(2012) có tác động cùng chiều tới hiệu quả hoạt động của ngân hàng và cũng là yếu tố then chốt tác động đến hiệu quả hoạt động ngân hàng.
Trong số các biến kiểm soát kinh tế vĩ mô, tác gỉa nhận thấy rằng GDP có mối liên hệ tiêu cực và có ý nghĩa thống kê với ROE (tại hồi quy GMM), trong khi lạm phát có mối liên hệ tích cực và có ý nghĩa thống kê với ROE. Các kết quả này đƣợc ủng hộ bởi nghiên cứu của Siddik và cộng sự (2017).
Bảng 4.6. Kết quả hồi quy với biến phụ thuộc là ROE đại diện cho hiệu quả hoạt động
(1) (2) (3) (4)
VARIABLES OLS FEM REM GMM
TDTA 0.580*** 0.989*** 0.902*** 2.186*** (0.142) (0.142) (0.137) (0.381) LQDTY 0.309*** 0.323*** 0.324*** 0.721*** (0.0386) (0.0394) (0.0376) (0.0933) SZ 0.0158*** -0.000152 0.00458 -0.0266* (0.00575) (0.00961) (0.00746) (0.0144) GOP 0.0641*** 0.0613*** 0.0622*** 0.00122 (0.0150) (0.0132) (0.0129) (0.0308) RGDP -0.00684 -0.00468 -0.00576 -0.0117*** (0.00832) (0.00750) (0.00707) (0.00170) INF 0.00245*** 0.00217*** 0.00226*** 0.00102* (0.000637) (0.000601) (0.000561) (0.000601) Constant -0.919*** -1.131*** -1.102*** -2.285*** (0.121) (0.138) (0.123) (0.296) Observations 195 195 195 195 R-squared 0.509 0.530 AR (2) 0.156 Hansen 0.465
Standard errors in parentheses *** p<0.01, ** p<0.05, * p<0.1
Nguồn: Tác giả tổng hợp từ kết quả chạy từ Stata 13.0
Bảng 4.7 trình bày kết quả với biến phụ thuộc là EPS. Nhƣ trong bảng 4.7 với EPS là biến phụ thuộc đại diện cho hiệu quả hoạt động kinh doanh của các ngân hàng. Đối với hồi quy OLS thì mô hình cho thấy các biến độc lập và biến kiểm soát giải thích đƣợc 47.1% sự biến động của biến phụ thuộc EPS. Trong khi đó đối với hồi quy FEM, các biến độc lập và biến kiểm soát giải thích đƣợc 42.7% sự biến
51
động của biến EPS. Giá trị p-value của các kiểm định AR (2) và Hansen đều lớn hơn 0.1, điều này cho thấy phƣơng pháp hồi quy GMM là phù hợp.
Kết quả cho thấy TDTA có tác động dƣơng và có ý nghĩa thống kê ở mức 10% đối với cả bốn phƣơng pháp OLS, FEM, REM và GMM. Điều này cho thấy rằng, sự gia tăng trong tỷ lệ đòn bẩy trên tổng tài sản sẽ làm tăng hiệu quả hoạt động của ngân hàng, cụ thể là thu nhập trên mỗi cổ phần . Do đó, tác giả cho rằng quyết định về cơ cấu vốn có tác động cùng chiều và có ý nghĩa thống kê đến hiệu quả của các ngân hàng tại Việt Nam.
Xét tính thanh khoản, tác giả thấy mối quan hệ dƣơng và có ý nghĩa thống kê với EPS. Điều này cho thấy tỷ lệ thanh khoản của các ngân hàng càng cao thì tỷ thu nhập trên mỗi cổ phần càng lớn. Kết quả này ngƣợc lại với kỳ vọng ban đầu của bài nghiên cứu. Điều này có thể đƣợc lý giải thông qua cách tính của biến LQDTY. Tuy nhiên theo nghiên cứu của Nguyễn Công Tâm và Nguyễn Minh Hà (2012) về hiệu quả hoạt động của ngân hàng tại các nƣớc Đông Nam Á và bài học kinh nghiệm cho Việt Nam đƣa ra nhận định rằng, yếu tố thanh khoản tác động cùng chiều lên hiệu quả hoạt động của ngân hàng tại các quốc gia Đông Nam Á. Vì vậy, mối quan hệ giữa tính thanh khoản và hiệu quả hoạt động là dƣơng thì vẫn phù hợp trong tình huống này.
Bên cạnh đó, yếu tố cơ hội tăng trƣởng có tác động âm đến thu nhập trên mỗi cổ phần, điều này có nghĩa là sự gia tăng trong cơ hội tăng trƣởng sẽ làm giảm thu nhập trên mỗi cổ phần. Tuy nhiên kết quả kiểm định này lại không có ý nghĩa thống kê trong khi kết quả của OLS, REM và FEM lại cho tác động dƣơng lên EPS. Điều này cũng phù hợp với kết quả của Salim và Yadav (2012).
Đối với EPS thì quy mô cho thấy mối quan hệ dƣơng và có ý nghĩa thống kê với EPS. Điều này đƣợc ủng hộ bởi nghiên cứu của Siddik và cộng sự (2017).
Trong số các biến kiểm soát kinh tế vĩ mô, tác giả nhận thấy rằng GDP không cho thấy mối quan hệ có ý nghĩa thống kê với EPS, trong khi lạm phát có mối liên hệ tích cực và có ý nghĩa thống kê với EPS.
52
Bảng 4.7. Kết quả hồi quy với biến phụ thuộc là EPS đại diện cho hiệu quả hoạt động
(1) (2) (3) (4)
VARIABLES OLS FEM REM GMM
TDTA 4,674*** 7,628*** 7,064*** 16,920*** (1,730) (1,745) (1,669) (3,004) LQDTY 3,596*** 3,758*** 3,754*** 6,524*** (471.5) (483.7) (459.0) (1,421) SZ 273.7*** 164.4 192.1** -265.5 (70.22) (118.1) (92.66) (175.7) GOP 569.1*** 574.5*** 576.1*** -112.1 (183.4) (162.3) (157.3) (308.8) RGDP 30.54 43.55 37.83 -0.311 (101.7) (92.13) (86.35) (41.06) INF 20.95*** 18.75** 19.30*** -2.062 (7.785) (7.381) (6.854) (9.641) Constant -10,537*** -12,193*** -11,968*** -18,188*** (1,474) (1,695) (1,508) (3,379) Observations 195 195 195 195 R-squared 0.471 0.427 AR (2) 0.351 Hansen 0.982
Standard errors in parentheses *** p<0.01, ** p<0.05, * p<0.1
Nguồn: Tác giả tổng hợp từ kết quả chạy từ Stata 13.0
Cuối cùng, bảng 4.8 trình bày kết quả với biến phụ thuộc là NIM. Nhƣ trong bảng 4.8 với NIM là biến phụ thuộc đại diện cho hiệu quả hoạt động kinh doanh của các ngân hàng. Đối với hồi quy OLS thì mô hình cho thấy các biến độc lập và biến kiểm soát giải thích đƣợc 37.2% sự biến động của biến phụ thuộc NIM. Trong khi đó đối với hồi quy FEM, các biến độc lập và biến kiểm soát giải thích đƣợc 31.5% sự biến động của biến NIM. Giá trị p-value của các kiểm định AR (2) và Hansen đều lớn hơn 0.1, điều này cho thấy phƣơng pháp hồi quy GMM là phù hợp.
Kết quả cho thấy TDTA có tác động âm và có ý nghĩa thống kê ở mức 10% đối với cả bống phƣơng pháp OLS, FEM, REM và GMM, tƣơng tự nhƣ kết quả của biến ROA là biến phụ thuộc. Điều này cho thấy rằng, sự gia tăng trong tỷ lệ đòn bẩy trên tổng tài sản sẽ làm giảm hiệu quả hoạt động của ngân hàng, cụ thể là tỷ lệ thu
53
nhập lãi cận biên. Do đó, tác giả cho rằng quyết định về cơ cấu vốn có tác động ngƣợc đáng kể đến hiệu quả của các ngân hàng tại Việt Nam. Kết quả của bài nghiên cứu phù hợp với những kết quả thu đƣợc từ Hasan và cộng sự (2014), Salim và Yadav (2012) và Siddik và cộng sự (2017), các tác giả cũng cho thấy ảnh hƣởng tiêu cực và có ý nghĩa thống kê của cấu trúc vốn đến hiệu quả.
Xét về tính thanh khoản cho thấy mối quan hệ dƣơng và có ý nghĩa thống kê với NIM. Điều này cho thấy tỷ lệ thanh khoản của các ngân hàng càng cao thì tỷ lệ thu nhập lãi cận biên. Kết quả này ngƣợc lại với kỳ vọng ban đầu của bài nghiên cứu. Điều này có thể đƣợc lý giải thông qua cách tính của biến LQDTY. Và kết quả này cũng tƣơng đồng với kết quả kiểm định 3 mô hình trên. Vì vậy, mối quan hệ giữa tính thanh khoản và hiệu quả hoạt động là dƣơng thì vẫn phù hợp trong tình huống này.
Một điểm đặc biệt đối với trƣờng hợp của NIM là cơ hội tăng trƣởng lại cho thấy mối quan hệ âm và có ý nghĩa thống kê lên NIM (đại diện cho hiệu quả hoạt động). Điều này cho ta thấy một sự gia tăng trong cơ hội tăng trƣởng sẽ dẫn đến làm giảm thu nhập lãi cận biên.
Ngoài ra, đối với các biến còn lại thì kết quả không có nhiều thay đổi so với các biến ROA, ROE và EPS.
54
Bảng 4.8. Kết quả hồi quy với biến phụ thuộc là NIM đại diện cho hiệu quả hoạt động
(1) (2) (3) (4)
VARIABLES OLS FEM REM GMM
TDTA -0.0781*** -0.0706*** -0.0718*** -0.116*** (0.0234) (0.0233) (0.0230) (0.0280) LQDTY 0.0364*** 0.0298*** 0.0297*** 0.0261** (0.00637) (0.00645) (0.00631) (0.0110) SZ -3.38e-05 0.00586*** 0.00220* -0.000337 (0.000948) (0.00158) (0.00121) (0.00105) GOP -0.00891*** -0.00704*** -0.00836*** -0.0179*** (0.00248) (0.00217) (0.00218) (0.00488) RGDP -0.000824 -0.00325*** -0.00172 3.74e-05 (0.00137) (0.00123) (0.00119) (0.000583) INF -0.000113 0.000178* 2.95e-05 0.000250***
(0.000105) (9.85e-05) (9.42e-05) (8.74e-05)
Constant 0.0689*** 0.0135 0.0491** 0.113*** (0.0199) (0.0226) (0.0204) (0.0281) Observations 195 195 195 195 R-squared 0.372 0.315 AR (2) 0.216 Hansen 0.109
Standard errors in parentheses *** p<0.01, ** p<0.05, * p<0.1
Nguồn: Tổng hợp từ phần mềm Stata 13.0
Thông qua thông qua việc phân tích kỹ thuật ƣớc lƣợng GMM, mục 4.2 đã trình bày kết quả các nhân tố của cơ cấu vốn tác động đến hiệu quả hoạt động của NHTM cổ phần tại Việt Nam trong gia đoạn 2008 – 2017. Kết quả này thể hiện rằng nếu xét về tiêu chí tỷ suất sinh lợi trên tổng tài sản, yếu tố tổng nợ trên tổng tài sản (TDTA) và tăng trƣởng kinh tế (RGDP) có tác động âm trong khi đó tính thanh khoản (LQDTY), quy mô (SZ), cơ hội tăng trƣởng (GOP) và lạm phát (INF) có tác động dƣơng đến tỷ suất sinh lợi trên tổng tài sản.
Xét về tiêu chí tỷ suất sinh lợi trên vốn chủ sở hữu, các yếu tố nhƣ quy mô ngân hàng và tăng trƣởng kinh tế có tác động âm, ở chiều ngƣợc lại các yếu tố nhƣ tổng nợ trên tổng tài sản, khả năng thanh khoản, cơ hội tăng trƣởng và lạm phát có tác