Tác giả tiếp tục thực hiện iểm định H usm n nhằm lự chọn giữ h i mô hình REM và FEM với giả thuyết dữ iện nhƣ s u:
Giả thuyết H0: Mô hình REM phù hợp dữ liệu mẫu nghiên cứu hơn FEM Giả thuyết H1: Mô hình FEM phù hợp dữ liệu mẫu nghiên cứu hơn REM
Bảng 4.5: Kết quả kiểm định lựa chọn FEM và REM
Chi bình phƣơng (χ2) P-value
14.39 0.0133
Nguồn: Kết quả tổng hợp từ Phần mềm Stata 12 (Phụ lục 6)
Kiểm định cho p-v lue cho mô hình nhỏ hơn 0.05, nên đủ cơ sở để bác bỏ giả thuyết H0 ở mức nghĩ 5%. Vậy mô hình hồi quy theo phƣơng pháp FEM phù hợp với dữ liệu mẫu hơn mô hình REM.
S u hi ph n tích lự chọn iểm định mô hình, mô hình hồi quy theo phƣơng pháp FEM – hiệu ứng tác động cố định phù hợp với dữ liệu mẫu hơn. Các tiếp cận trên GMM dự trên Arell no Bond (1991) cũng dự trên hiệu ứng cố định FEM.
4.4 KIỂM ĐỊNH CÁC KHIẾM KHUYẾT ĐỊNH LƢỢNG
S u hi lự chọn mô hình trên dữ liệu bảng phù hợp với dữ liệu mẫu ph n tích, tác giả iểm tr các giả thiết vi phạm củ mô hình nghiên cứu. Nhằm lự chọn phƣơng pháp ƣớc lƣợng tin cậy iểm soát các giả thiết định lƣợng.
4.4.1 Kiểm định hiện tƣợng phƣơng sai thay đổi phần dƣ trên dữ liệu bảng - Greene (2000)
Hiện tƣợng phƣơng s i th y đổi c thể ảnh hƣởng đến tính hiệu quả củ ƣớc lƣợng mô hình, mất tính tin cậy củ iểm định hệ số. Tác giả tiến hành iểm định phƣơng s i số th y đổi bằng phƣơng pháp iểm định Greene (2000) với giả thuyết nhƣ s u:
Giả thuyết H0: Mô hình không có hiện tƣợng phƣơng s i th y đổi Giả thuyết H1: Mô hình c hiện tƣợng phƣơng s i th y đổi
Bảng 4.6:Kết quả kiểm tra phƣơng sai thay đổi của 2 mô hình
Chi bình phƣơng (χ2) P-value
284.74 0.0000
Từ Bảng 4.6 ết quả iểm định Greene (2000) bằng phần mềm St t cho thấy ết quả với p-v lue bằng 0.0000 <α = 0.05. Suy r đủ cơ sở để bác bỏ giả thuyết H0 ở mức nghĩ 5%, cho thấy tồn tại hiện tƣợng phƣơng s i th y đổi trong mô hình dữ liệu nghiên cứu.
Kết luận: Tồn tại hiện tƣợng phƣơng s i th y đổi trong mô hình ở mức
nghĩ 5%.
4.4.2 Kiểm định hiện tƣợng tự tƣơng quan phần dƣ trên dữ liệu bảng– Wooldridge (2002) và Drukker (2003)
Hiện tƣợng tự tƣơng qu n phần dƣ trong chuỗi dữ liệu c thể ảnh hƣởng đến sự hiệu quả củ ƣớc lƣợng mô hình, làm mất đi độ tin cậy iểm định hệ số củ hàm ƣớc lƣợng hồi quy tuyến tính. Để iểm tr hiện tƣợng tự tƣơng qu n, tác giả sử dụng phƣơng Wooldridge (2002) và Dru er (2003) và đặt giả thuyết kiểm định nhƣ s u:
Giả thuyết H0: Mô hình hông c hiện tƣợng tự tƣơng qu n bậc 1 Giả thuyết H1: Mô hình c hiện tƣợng tự tƣơng qu n bậc 1
Bảng 4.7 : Kết quả kiểm tra tự tƣơng quan 2 mô hình
Chi bình phƣơng (χ2) P-value
21.085 0.0001
Nguồn: Kết quả tổng hợp từ Phần mềm Stata 13 (Phụ lục 8)
Kết quả iểm định bằng phần mềm St t 13 cho ết quả ở bảng 4.7 cho ết quả củ 2 mô hình với p-v lue c giá trị nhỏ hơn α = 0.05. Suy r , đủ cơ sở để bác bỏ giả thuyết Ho ở mức nghĩ 5% cho thấy tồn tại hiện tƣợng tự tƣơng qu n bậc 1 trong mô hình dữ liệu nghiên cứu.
Kết luận: Tồn tại hiện tƣợng tự tƣơng qu n bậc 1 trong mô hình với mức nghĩ
5%.
S u hi thực hiện các phƣơng pháp iểm tr tính tƣơng qu n, đ cộng tuyến, phƣơng s i củ nhiễu và tự tƣơng qu n trong mô hình, tác giả tiến hành ph n tích ết quả hồi quy thực nghiệm. Phƣơng pháp hồi quy đƣợc áp dụng bắt đầu từ mô
hình hồi quy Pooled tới mô hình tác động cố định – FEM, so sánh phƣơng pháp hồi quy GMM để so sánh và đối chiếu. Phƣơng pháp GMM iểm soát đƣợc phƣơng s i th y đổi, tự tƣơng qu n và nội sinh là phƣơng pháp tin cậy đ ng g p bằng chứng thực nghiệm.
4.5 KẾT QUẢ HỒI QUY
Để trả l i c u hỏi các yếu tố ảnh hƣởng tới th nh hoản NHTM, tác giả sử dụng phƣơng pháp hồi quy. Các mô hình dữ liệu bảng thông thƣ ng nhƣ Pooled, FEM và REM hông thể iểm soát đƣợc hiện tƣợng phƣơng sai thay đổi củ nhiễu và tự tƣơng qu n củ phần dƣ, do đ tác giả sẽ tiến hành hồi quy thêm phƣơng pháp GMM củ Arell no - Bond (1991) với ƣớc lƣợng hồi quy trong trƣ ng hợp mô hình tồn tại phƣơng sai thay đổi củ nhiễu, hiện tƣợng tƣơng qu n và nội sinh trong mô hình. Mô hình GMM củ Arrell no-Bond (1991) iểm soát đƣợc hiện tƣợng tự tƣơng qu n phần dƣ, hiện tƣợng phƣơng sai thay đổi và nội sinh biến trong mô hình, do đ phƣơng pháp đƣợc chọn để ph n tích mối qu n hệ các yếu tố đến th nh hoản NHTM. Phƣơng pháp này c thể đƣợc sử dụng cho cả dữ liệu bảng c n bằng (b l nced p nels) và hông c n bằng (unb l nced p nels). Phƣơng pháp này há hiệu quả đối với chuỗi dữ liệu c nhiều đối tƣợng và ít qu n sát giữ các năm.
Bảng 4.8: Kết quả hồi quy mô hình các yếu tố ảnh hƣởng tới thanh khoản
Pooled
OLS FEM REM GMM LQD LQD LQD LQD SIZE -0.0290 -0.0231 -0.0231 -0.205*** (-1.48) (-0.91) (-0.91) (-6.64) CA -0.323** -0.393*** -0.393*** -1.585*** (-1.98) (-2.69) (-2.69) (-12.43) ROA 0.00523 0.0157* 0.0157* 0.0147*** (0.55) (1.93) (1.93) (4.95) LLD 0.510 -1.865 -1.865 2.945*** (0.41) (-1.55) (-1.55) (3.99) IRM -0.0276 -0.0191 -0.0191 -0.00454 (-1.59) (-1.34) (-1.34) (-0.87) GDP -0.0337** -0.0345*** -0.0345*** -0.0197*** (-2.22) (-2.76) (-2.76) (-6.65) INF 0.00693*** 0.00653*** 0.00653*** 0.00542*** (6.22) (6.60) (6.60) (8.99) _cons 0.685*** 0.656*** 0.656*** 2.035*** (3.91) (3.42) (3.42) (8.08) AR(1) 0.074 AR(2) 0.150 Hansen 0.992 *, **, *** tƣơng ứng với mức nghĩ 10%, 5% và 1%
Nguồn: Kết quả tổng hợp từ Phần mềm Stata 13(Phụ lục 9)
Ở mô hình hồi quy bằng phƣơng pháp GMM t c thể các giá trị p-v lue củ H nsen ở bảng đều lớn hơn 0.01 chứng tỏ mô hình chấp nhận giả thiết H0 củ iểm định H nsen, tức số biến công cụ đƣợc hồi quy trong mô hình là đầy đủ và c độ tin cậy c o, bên cạnh đ chỉ số p-v lue củ AR(1) nhỏ hơn 0.1 và p-v lue củ iểm định AR(2) c giá trị lớn hơn 0.1 là giá trị hợp lệ để chứng tỏ sự phù hợp giả định Arell no Bond (1991) về điều iện s i số mô hình GMM.
Kết quả thực nghiệm từ mô hình cho thấy các yếu tố quy mô, t lệ vốn trên tổng tài sản, tăng trƣởng inh tế c động ngƣợc chiều tới th nh hoản với nghĩ c o 1%. Các yếu tố tác động cùng chiều tới th nh hoản là lợi nhuận, dự ph ng rủi ro tín dụng, và lạm phát c tác động tích cực tới th nh hoản với mức nghĩ c o 1%. Ngoài r , thực nghiệm tại các NHTM tại Việt N m trong gi i đoạn nghiên cứu chƣ tìm thấy bằng chứng l i suất biên c ảnh hƣởng tới th nh hoản. Các ết quả mô hình Pooled, FEM và REM c sự tƣơng đồng hông m u thuẫn với ết quả GMM thể hiện sự tin cậy đồng nhất các phƣơng pháp trong trả l i c u hỏi nghiên cứu. Kết quả củ phƣơng pháp GMM đƣợc sự dụng làm ết luận vì sự tin cậy trong tính vững và hiệu quả hi iểm soát các hiện tƣợng phƣơng s i th y đổi, tự tƣơng qu n và nội sinh.
4.6 THẢO LUẬN KẾT QUẢ NGHIÊN CỨU 4.6.1 Giả thuyết H1: yếu tố quy mô
Kết quả thực nghiệm tại các NHTM Việt N m trong gi i đoạn 2008-2016 tìm thấy bằng chứng chấp nhận giả thuyết H1. Ng n hàng c quy mô càng c o thì th nh hoản càng thấp.
Kết quả tƣơng qu n m giữ quy mô và th nh hoản chứng tỏ nếu ng n hàng mở rộng quy mô thêm nữ c thể làm cho chi phí tăng c o, sự phát triển về trình độ quản l , nguồn nh n lực hông theo ịp sự phát triển củ quy mô hiến cho hả năng th nh hoản củ ng n hàng giảm. Kết quả này phù hợp với hầu hết các luận điểm tác giả thu thập đƣợc cho ết quả sự tác động ngƣợc chiều củ quy mô ng n hàng đến hả năng th nh hoản ng n hàng nhƣ: Bund và Desquilbet (2008), R uch et l. (2010), P vl Vodov (2013), Nguyễn Thị Mỹ Linh (2016), Th n Thị Thu Thủy và Nguyễn Thị Th nh Dung (2016). Với ết quả quy mô ng n hàng lớn thì hả năng th nh hoản càng thấp, các nhà nghiên cứu lí giải những ng n hàng nhỏ hông c nhiều cơ hội đầu tƣ, tập trung chủ yếu vào hoạt động cho v y, nên họ rất nhạy cảm với rủi ro th nh hoản. Vì một hi đ thất bại trong quản lí rủi ro, ng y lập tức họ phải chịu sự quản lí đặc biệt từ ng n hàng nhà nƣớc, hoặc buộc sáp nhập,
hoặc buộc chuyển đổi sở hữu, đ y cũng là giải thích Mongid và cộng sự (2012) về qu n hệ ngƣợc chiều quy mô ảnh hƣởng đến th nh hoản. Vì thế họ phải c một chiến lƣợc dự trữ th nh hoản hợp l để đảm bảo n toàn hoạt động ng n hàng. Trong hi đ , những ng n hàng quy mô lớn c thể tận dụng lợi thế quy mô lớn mà giảm phần dự trữ các tài sản c tính th nh hoản c o nhƣng hả năng sinh l i thấp để tập trung vốn vào inh do nh gi tăng lợi nhuận cũng nhƣ đáp ứng mục tiêu tăng trƣởng tín dụng, trong trƣ ng hợp thiếu th nh hoản c thể dự vào nguồn vốn v y từ thị trƣ ng liên ng n hàng h y từ NHNN. Đối với ng n hàng thuộc diện “quá lớn để phá sản” (“too big to f il”) thì nhà nƣớc sẽ thực hiện bảo hộ cho hoạt động củ các ng n hàng này, nhằm chống nguy cơ phá sản g y ảnh hƣởng tiêu cực đến nền inh tế (Deelch nd & P dgett, 2009). Hành động bảo trợ củ nhà nƣớc một mặt giúp cho nền inh tế hoạt động ổn định, nhƣng mặt hác lại g y r rủi ro đạo đức, huyến hích các ng n hàng lớn hoạt động với rủi ro c o hơn để đạt đƣợc lợi nhuận lớn hơn mà hông e ngại phá sản, vì sự sụp đổ củ họ sẽ g y r phản ứng d y chuyền ảnh hƣởng đến toàn bộ nền inh tế quốc gi . Thực nghiệm tại Việt N m cho thấy sự c m ết củ chính phủ và nhà nƣớc về ổn định tài chính ng n hàng trong suốt gi i đoạn nghiên cứu.
Giải thích thêm với tác động ngƣợc chiều quy mô đến th nh hoản, các ng n hàng c quy mô nhỏ c xu hƣớng tăng th nh hoản, các nhà nghiên cứu đƣ r iến rủi ro đạo đức hông chỉ tồn tại ở các ng n hàng lớn mà c n ở những ng n hàng nhỏ (Deelch nd & P dgett, 2009). Ng n hàng c quy mô nhỏ, để gi tăng hả năng cạnh tr nh củ mình, họ đ sử dụng l i suất tiền gửi làm công cụ thu hút hách hàng, hi các hoản tiền gửi tăng th nh hoản củ họ cũng gi tăng. Do nguồn vốn đầu vào c mức chi phí quá c o buộc họ phải đầu tƣ vào d nh mục m ng tính rủi ro c o hơn để c đƣợc lợi nhuận nhƣ mong muốn. Toàn bộ trách nhiệm với ngƣ i gửi tiền nếu xảy r trƣ ng hợp phá sản, sẽ đƣợc chuyển gi o cho Bảo hiểm tiền gửi thực hiện chi trả. Trong hi đ , tại các ng n hàng lớn thƣ ng là những ng n hàng uy tín, c thể huy động nguồn vốn dồi dào với chi phí thấp từ các thành phần inh tế, hách hàng củ họ cũng thƣ ng là những đối tƣợng c nền tảng tài chính lành
mạnh, phƣơng án v y vốn hiệu quả nên hả năng thu hồi vốn tốt hơn. Bên cạnh đ , những ng n hàng lớn c hả năng đ dạng d nh mục đầu tƣ, quản lí th nh hoản tốt hơn, nên rủi ro vì vậy cũng ít hơn so với ng n hàng nhỏ, do đ ng n hàng c quy mô lớn c các hoản tiền gửi thấp hơn dẫn đến th nh hoản thấp hơn. Thực trạng Việt N m trong gi i đoạn nghiên cứu cũng cho thấy rằng các ng n hàng quy mô nhỏ c mức l i suất huy động vốn c o hơn so với các ng n hàng lớn.
4.6.2. Giả thuyết H2: yếu tố tỉ lệ vốn chủ sở hữu
Kết quả thực nghiệm tại các NHTM Việt N m trong gi i đoạn 2008-2016 tìm thấy bằng chứng chấp nhận giả thuyết H2: T lệ vốn chủ sở hữu ng n hàng tác động ngƣợc chiều tới th nh hoản ng n hàng. Kết quả này phù hợp với các nghiên cứu cho rằng tồn tại tƣơng qu n m giữ t lệ vốn chủ sở hữu đến hả năng th nh hoản nhƣ P vl Vodov (2013) tại Slov , Nguyễn Thị Mỹ Linh (2016), Th n Thị Thu Thủy và Nguyễn Thị Th nh Dung (2016), Trƣơng Qu ng Thông và Phạm Minh Tiến (2014). Ở các nghiên cứu này các tác giả giải thích rằng các NHTM cổ phần với uy tín, thƣơng hiệu tốt trên thị trƣ ng cùng với nguồn vốn chủ sở hữu tốt tạo đƣợc niềm tin từ phí hách hàng, từ đ c thể giảm chi phí huy động, tạo nguồn cung th nh hoản tốt từ thị trƣ ng liên ng n hàng hoặc các nghiệp vụ với NHNN trên thị trƣ ng mở. Vì thế các ng n hàng c thể đẩy mạnh nguồn vốn inh do nh mà giảm phần dự trữ các tài sản th nh hoản, tuy nhiên điều này lại làm tiềm ẩn rủi ro th nh hoản c o. Trong hi đ , các ng n hàng c t lệ vốn chủ sở hữu thấp buộc phải duy trì một t lệ th nh hoản c o để đảm bảo hả năng th nh toán, vì thế ít rủi ro hơn.
Thực nghiệm tại Việt N m cho thấy, những ng n hàng c vốn chủ sở hữu c o c nhiều ƣu thế trong tạo niềm tin ở hách hàng, thực trạng nhu cầu hách hàng cần những ng n hàng lớn. Các ng n hàng c t lệ vốn lớn c thể thực hiện đẩy mạnh inh do nh mà rủi ro về th nh hoản hông lớn do uy tín đối với hách hàng. Trong
hi các ng n hàng nhỏ tại Việt N m với vị thế thấp hơn, hả năng huy động trong ngắn hạn thấp hơn, do đ cần dự trữ th nh hoản c o hơn.
4.6.3. Giả thuyết H3: yếu tố lợi nhuận
Kết quả thực nghiệm tại các NHTM Việt N m trong gi i đoạn 2008-2016 tìm thấy bằng chứng chấp nhận giả thuyết H3. Ng n hàng c lợi nhuận càng c o thì th nh hoản càng c o.
Kết quả nghiên cứu này phù hợp với luận điểm nghiên cứu củ P vl Vodov (2013) tại các ng n hàng Hung ry, Nguyễn Thị Mỹ Linh (2016), Th n Thị Thu Thủy và Nguyễn Thị Th nh Dung (2016). Để giải thích ết quả này đ là t suất sinh ng n hàng tăng hi ng n hàng c lợi nhuận r ng lớn, mà lợi nhuận r ng phần lớn là từ thu nhập l i củ hoạt động tín dụng, hi các ng n hàng đẩy mạnh cho v y thì cũng phải gi tăng dự trữ th nh hoản để đảm bảo hả năng th nh toán hi cần thiết và đáp ứng những quy định về đảm bảo n toàn củ NHNN.
Thực tế Việt N m cho thấy, trong gần b thập ỉ ể từ lần cải cách đầu tiên, hệ thống NHTM đ phát triển mạnh mẽ và đạt đƣợc lợi nhuận vƣợt trội, tuy nhiên những năm gần đ y hả năng sinh l i đ ng c xu hƣớng giảm. Trong gi i đoạn 2000 – 2009, hệ thống NHTM Việt N m tăng trƣởng cả về số lƣợng, quy mô, tăng trƣởng tín dụng và huy động vốn cùng mức lợi nhuận vƣợt trội, tuy nhiên hủng hoảng tài chính xảy r và những thách thức mới từ xu thế toàn cầu h hiến hệ thống NHTM Việt N m bộc lộ nhiều yếu ém quy mô nhỏ, t lệ nợ xấu c o, tín dụng tập trung vào ngành bất động sản là ngành rủi ro c o, cơ cấu thu nhập chủ yếu dự vào tín dụng, trích lập dự ph ng c o,… nên lợi nhuận c xu hƣớng giảm mạnh từ năm 2009, tuy nhiên từ 2009 đến n y lợi nhuận vẫn c xu hƣớng giảm nhƣng chậm hơn và hồi phục dần vào năm 2016. Từ biểu đồ 4.1 chúng t c thể thấy xu