Để khắc phục hiện tượng tự tương quan, ta sử dụng phương pháp điều chỉnh sai số chuẩn theo Newey – West (1987). Kết quả ước lượng cho thấy tỷ lê ̣ nợ xấu và tỷ lê ̣ dự phòng tín du ̣ng không có ý nghĩa thống kê. Trong khi đó, tỷ lê ̣ tăng trưởng kinh tế có ý nghĩa thống kê ở mức ý nghĩa 5%. Tất cả các biến còn lại đều có ý nghĩa thống kê ở mức ý nghĩa 1%.
Vậy mô hình ước lượng có da ̣ng:
LQT3 = -0.3275 + 2.2502*CAP - 0.3050*ROE + 15.4178*ROA + 0.0351*SIZE + 1.0641*LOAN + 1.1472*GDP - 0.2828*INF
Vớ i phương pháp điều chỉnh sai số chuẩn Newey – West (1987), có 7 biến có mối tương quan chă ̣t chẽ với LQT3. Đó là biến CAP, ROA, SIZE, LOAN, tỷ lệ thuâ ̣n với LQT3 với mức ý nghĩa 1%, biến GDP tỷ lê ̣ thuâ ̣n với LQT3 với mứ c ý nghĩa 5%, và biến ROE, INF tỷ lê ̣ nghi ̣ch với LQT3 với mức ý nghĩa 1%. Đă ̣c biê ̣t, hê ̣ số trước các biến đô ̣c lâ ̣p còn cho thấy mức đô ̣ biến đô ̣ng của các biến phu ̣ thuô ̣c khi các biến này thay đổi.
Đô ̣ phù hợp của mô hình, R-square là 63.83%, tức là 63.83% sự biến đô ̣ng củ a LQT3 có thể giải thích được nhờ 7 biến đô ̣c lâ ̣p nêu trên. Còn 36.17% sự biến đô ̣ng của biến LQT3 có thể được giải thích bằng các biến đô ̣c lâ ̣p khác mà nghiên cứ u này chưa đề câ ̣p đến như lãi suất cơ bản, lãi suất bình quân liên ngân hàng.
4.5. Kết quả ước lươ ̣ng bằng phần mềm STATA, sử du ̣ng phương pháp
Panel data (dữ liê ̣u bảng)
Bả ng 4.4: Kết quả hồi quy theo phương pháp Pooled OLS và mô hình FEM bằng phần mềm Stata
Biến phu ̣ thuô ̣c LQT3 Phương pháp Pooled OLS Phương pháp FEM Biến đô ̣c lâ ̣p Hệ số hồi quy Hệ số hồi quy CAP 2.2502 (0.0000)*** 2.2491 (0.0000)*** ROE -0.3049 (0.0000)*** -0.2763 (0.0000)*** ROA 15.4178 (0.0000)*** 15.9385 (0.0000)*** SIZE 0.0351 (0.0000)*** 0.0332 (0.0000)*** LOAN 1.0641 (0.0000)*** 1.0523 (0.0000)*** DEBT 0.8152 (0.0941)* 0.3651 (0.4711) PRE -0.3253 (0.0971)* -0.3256 (0.0891)* GDP 1.4472 (0.0000)*** 1.0534 (0.0000)*** INF -0.2828 (0.0000)*** -0.2996 (0.0000)*** _CON A -0.3275 (0.0000) -0.2809 (0.0000)*** R2 0.6383 F-statistic 3.9696 Prob > F 1.2528
Số quan sát 348
Ghi chú : *** mức ý nghĩa 1%, ** mức ý nghĩa 5%, * mức ý nghĩa 10% Số trong ngoă ̣c là t-statistic
Nguồn: Trích xuất từ phần mềm Stata Kết quả ước lượng trên chỉ có tỷ lê ̣ nợ xấu và tỷ lê ̣ dự phòng không có ý nghĩa ở mức ý nghĩa 1%. Trong khi đó, các biến còn la ̣i đều có ý nghĩa ở mức ý nghĩa 1%. Để so sánh hai phương pháp Chọn mức ý nghĩa α = 5%, kết quả cho thấy hệ số P-value nhỏ hơn 0.05. Vì vâ ̣y chọn mô hình FEM. Tiếp đến, chúng ta xem xét mô hình hồi quy theo phương pháp REM để so sánh giữa REM và FEM. Sau đó, chúng ta tiến hành lựa cho ̣n phương pháp hồi quy phù hợp hơn.
Bả ng 4.5: Kết quả hồi quy theo phương pháp FEM và REM bằng phần mềm Stata
Biến phu ̣ thuô ̣c LQT3
Phương pháp FEM Phương pháp REM Biến đô ̣c lâ ̣p Hệ số hồi quy Hệ số hồi quy CAP 2.2491 (0.0000)*** 2.2478 (0.0000)*** ROE -0.2763 (0.0000)*** -0.2854 (0.0000)*** ROA 15.9385 (0.0000)*** 15.7858 (0.0000)*** SIZE 0.0332 (0.0000)*** 0.0342 (0.0000)*** LOAN 1.0523 (0.0000)*** 1.0565 (0.0000)*** DEBT 0.3651 (0.4711) 0.0539 (0.2991) PRE -0.3256 (0.0891)* -0.3221 (0.0841)* GDP 1.0534 (0.0000)*** 1.1849 (0.0000)*** INF -0.2996 (0.0000)*** -0.2965 (0.0021)*** _CON A -0.2809 (0.0000)*** -0.2986 (0.0000) R2 0.6383 F-statistic 3.9696 Prob > F 1.2528
Số quan sát 348
Ghi chú : *** mức ý nghĩa 1%, ** mức ý nghĩa 5%, * mức ý nghĩa 10% Số trong ngoă ̣c là t-statistic
Nguồn: Trích xuất từ phần mềm Stata
Kết quả ước lượng mô hình REM cho thấy chỉ có biến DEBT không có ý nghĩa ở mức ý nghĩa ɑ = 5%. Trong khi đó, các biến còn la ̣i đều có ý nghĩa ở mức ý nghĩa 1%.
Kiểm định Hausman được sử du ̣ng để lựa cho ̣n mô hình phù hợp giữa hai mô hình ảnh hưởng cố đi ̣nh FEM và ảnh hưởng ngẫu nhiên REM. Kết quả thu
được trong phần phu ̣ lu ̣c cho thấy mô hình không có sự tương quan giữa các biến giải thích và thành phần ngẫu nhiên. Vì vâ ̣y, mô hình hiê ̣u ứng ngẫu nhiên REM là mô hình phù hợp hơn trong nghiên cứu các nhân tố tác đô ̣ng thanh khoản của các ngân hàng thương ma ̣i.
Để xem xét kỹ la ̣i sự phù hợp của mô hình REM, chúng ta sử du ̣ng kiểm đi ̣nh phương sai thay đổi để so sánh mô hình REM và Pooled OLS. Kết quả cho thấy sau khi so sánh tất cả các mu ̣c tiêu trên, tác giả cho ̣n mô hình cuối cùng là mô hình REM.
Ở dây, chúng ta tiếp tu ̣c kiểm đi ̣nh vi pha ̣m như đa cô ̣ng tuyến, phương sai thay đổi, tự tương quan cho mô hình REM. Kiểm đi ̣nh VIF được sử du ̣ng trong kiểm định đa cô ̣ng tuyến. Kết quả kiểm định cho thấy các VIF đều nhỏ hơn 10. Vậy mô hình không bị hiện tượng đa cộng tuyến. Về kiểm đi ̣nh phương sai thay đổi, mô hình REM có xảy ra hiê ̣n tượng phương sai thay đổi. Cuối cùng là kiểm đi ̣nh tự tương quan, kết quả thu được là mô hình có tự tương quan bâ ̣c 1.
4.5.2. Biện pháp khắc phu ̣c
Khi mô hình có hiện tượng phương sai thay đổi và tự tương quan thì các hệ số hồi qui ước lượng vẫn là ước lượng không chệch, chỉ có các sai số chuẩn là bị chệch. Do đó ta chọn phương pháp điều chỉnh sai số chuẩn để khắc phục.
Kết quả hồi qui của phương pháp REM có điều chỉnh sai số chuẩn cho thấy biến DEBT và PRE không có ý nghĩa thống kê. Biến GDP có ý nghĩa thống kê ở mức ý nghĩa 5%. Các biến còn lại có ý nghĩa thống kê ở mức ý nghĩa 1%.
Mô hình có da ̣ng:
LQT3 = -0.2986 + 2.2478*CAP – 0.2854*ROE +15.7858*ROA + 0.0342*SIZE + 1.0566*LOAN + 1.1849*GDP – 0.2965*INF
Vớ i phương pháp điều chỉnh sai số chuẩn, có 7 biến có mối tương quan chă ̣t chẽ với LQT3. Đó là biến CAP, ROA, SIZE, LOAN, tỷ lê ̣ thuâ ̣n với LQT3 với mứ c ý nghĩa 1%, biến GDP tỷ lê ̣ thuâ ̣n với LQT3 với mức ý nghĩa 5%, và biến
ROE, INF tỷ lê ̣ nghi ̣ch với LQT3 với mức ý nghĩa 1%. Đă ̣c biê ̣t, hê ̣ số trước các biến đô ̣c lâ ̣p còn cho thấy mức đô ̣ biến đô ̣ng của các biến phu ̣ thuô ̣c khi các biến này thay đổi. Đô ̣ phù hợp của mô hình, R-square là 63.83%, tức là 63.83% sự biến đô ̣ng của LQT3 có thể giải thích được nhờ 7 biến đô ̣c lâ ̣p nêu trên. Còn 36.17% sự biến đô ̣ng của biến LQT3 có thể được giải thích bằng các biến đô ̣c lập khác mà nghiên cứu này chưa đề câ ̣p đến như lãi suất cơ bản, lãi suất bình quân liên ngân hàng.
4.6. Tó m tắt kết quả
4.6.1. Quy mô vốn chủ sở hữu
Biến đầu tiên có ý nghĩa trong mô hình là biến vốn chủ sở hữu CAP. Từ mô hình trên, nhân tố tỷ lê ̣ vốn chủ sở hữu được đo lường bẳng vốn chủ sở hữu chia cho tổng tài sản (CAP), có mối tương quan khá chă ̣t chẽ với thanh khoản của các ngân hàng thương ma ̣i ta ̣i Viê ̣t Nam. Kết quả hồi quy cho thấy tỷ lê ̣ này có quan hệ tỷ lê ̣ thuâ ̣n với thanh khoản của các ngân hàng thương ma ̣i Viê ̣t Nam. Nó có mức ý nghĩa 1%. Như vâ ̣y, quy mô vốn có ảnh hưởng lớn đến thanh khoản của các ngân hàng. Các nghiên cứu của các tác giả Bunda và Desquilbet (2003); Vodova (2011); Bon and Kim (2009); Aspachs và ctg. (2005); Kim và Santomero (1998), Repullo (2003); Berger và Bouwman (2009), Dewatripont và Tirole (1993); Gorton và Huang (2004); ThaKor (1996); Indriani (2004) cũng cho thấy, kết quả về tỷ lê ̣ vốn chủ sở hữu và thanh khoản của ngân hàng có mối tương quan tích cực với thanh khoản của các ngân hàng.
Mối quan hê ̣ tỷ lê ̣ thuâ ̣n giữa tỷ lê ̣ vốn chủ sở hữu và thanh khoàn có thể giải thích như sau: các ngân hàng có nguồn vốn chủ sở hữu cao thì khả năng vỡ nợ thấp hơn. Điều đó có nghĩa là mô ̣t cấu trúc vốn vốn ma ̣nh rất cần thiết. Nó cung cấp cho các ngân hàng sức ma ̣nh trong thởi kỳ khủng hoảng. Như vâ ̣y, thanh khoản của các ngân hàng tăng cao hơn. Lý do thứ hai, các ngân hàng có nguồn vốn chủ sở hữu tăng ổn đi ̣nh sẽ ta ̣o thêm lòng tin cho khách hàng yên tâm, tin tưởng để gửi tiền. Nhờ đó, ngân hàng dễ dàng huy đô ̣ng lượng vốn lớn khi cần.
Nếu cấu trúc vốn của ngân hàng ổn đi ̣nh thì ngân hàng tăng thêm uy tín trên thi ̣ trường tài chính, và lượng vốn huy đô ̣ng từ chính phủ, từ các tổ chức tín du ̣ng khác có thể rất lớn. Tuy nhiên, lượng vốn huy đô ̣ng tăng trưởng đến mức đô ̣ nhất đi ̣nh đủ đề các ngân hàng có tiềm năng phát triển hơn, thì các ngân hàng dù ng số vốn đó để đầu tư tài sản thanh khoản. Như vâ ̣y, càng ngày ngân hàng càng có mô ̣t cấu trúc vốn hiê ̣u quả hơn.
Kết quả nghiên cứu phản ánh thực tra ̣ng hê ̣ thống ngân hàng Viê ̣t Nam. Trong giai đoa ̣n từ năm 2005–2016, nền kinh tế Viê ̣t Nam đã trải qua mô ̣t thời kỳ không ổn đi ̣nh. Cuô ̣c khủng hoảng tài chính toàn cầu năm 2008 là cơ sở chứ ng minh cho tầm quan tro ̣ng của quy mô vốn chủ sở hữu đối với các ngân hàng thương ma ̣i Viê ̣t Nam. Trong giai đoa ̣n khủng hoảng, các ngân hàng có quy mô vố n chủ sở hữu nhỏ sẽ chống cho ̣i kém với biến đô ̣ng của nền kinh tế. Điều này thể hiê ̣n ở thanh khoản của các ngân hàng này giảm. Trong khi đó, các ngân hàng có quy mô vốn chủ sở hữu lớn như ngân hàng Á Châu, ngân hàng Quốc Tế, ... vẫn có mức thanh khoản ổn đi ̣nh. Điều này cho thấy quy mô vốn chủ sở hữu mang đến cho ngân hàng sức ma ̣nh nô ̣i lực để đứng vững trong thờ i kỳ kinh tế nhiều bất ổn. Bên ca ̣nh đó, hiê ̣n tượng hợp nhất, sáp nhâ ̣p các ngân hàng như ngân hàng Sacombank và ngân hàng Phương Nam, ...đã diễn ra chứ ng tỏ rằng các ngân hàng nào không duy trì được nguồn vốn chủ sở hữu ổn đi ̣nh sẽ rất khó đứng vững trên thi ̣ trường (Mai Thi ̣ Phương Thùy, Bùi Thi ̣ Diệp, 2018).
4.6.2 Tỷ lê ̣ lơ ̣i nhuâ ̣n trên vốn chủ sở hữu
Một lần nữa, chúng ta nói về vốn chủ sở hữu nhưng ở khía ca ̣nh khác, là vốn chủ sở hữu được so sánh tỷ lê ̣ với lợi nhuâ ̣n của các ngân hàng. Trái với kỳ vọng ban đầu là tỷ suất lợi nhuâ ̣n trên vốn chủ sở hữu la ̣i có tác đô ̣ng ngược chiều với thanh khoản của ngân hàng. Nhân tố này được đo lường bởi tỷ lê ̣ lợi nhuận sau thuế trên vốn chủ sở hữu trong mô hình trên có mối tương quan nghịch vớ i thanh khoản của các ngân hàng thương ma ̣i ta ̣i Viê ̣t Nam, cho thấy
thanh khoản của các ngân hàng bi ̣ chi phối bởi áp lực của tỷ suất sinh lời. Nghiên cứ u khác cũng tìm ra tác đô ̣ng tiêu cực với thanh khoản của các ngân hàng như Bonfim và Kim (2011), Jim, Kawai, và Tom (2005), Ahmet và Hasan (2011), nhưng trái ngược với kết quả nghiên cứu của Gropp và Heider (2007), khi cho rằng các ngân hàng làm ăn có lợi nhuâ ̣n thường có xu hướng tăng vốn củ a mình nên tăng khả năng thanh khoản.
Tuy nhiên, kết quả tìm thấy được trong nghiên cứu này là trong điều kiê ̣n các yếu tố khác không đồi, nếu tỷ suất sinh lời tăng 1 đơn vi ̣ thì thanh khoản củ a ngân hàng giảm 0.3 đơn vi ̣ và ngược la ̣i. Điều này được giải thích là để đảm bảo mức thanh khoản của các ngân hàng thì phía ngân hàng phải giảm hoa ̣t đô ̣ng cấp tín du ̣ng, được xem là hoa ̣t đô ̣ng mang la ̣i lợi nhuâ ̣n chủ yếu cho ngân hàng, tức là tỷ suất sinh lời giảm. Ngược la ̣i, nếu tỷ suất lợi nhuâ ̣n trên vốn chủ sở hữu tăng, nghĩa là ngân hàng đang tăng cường hoa ̣t đô ̣ng cấp tín du ̣ng dê đáp ứng nhu cầu của các nhà đầu tư. Do đó, khả năng thanh khoản của ngân hàng sẽ giảm.
Hiện nay, môi trường kinh tế thuâ ̣n lợi, niềm tin của các nhà đầu tư tăng, thi ̣ trường chứng khoán phát triển giúp cho viê ̣c huy đô ̣ng vốn dễ dàng hơn nên nhu cầu tín du ̣ng tăng cao. Khách hàng sử du ̣ng di ̣ch vu ̣ ngân hàng ngày càng nhiều, hoa ̣t đô ̣ng xử lý nợ xấu tích cực mang về nguồn lợi nhuâ ̣n lớn cho các ngân hàng. Trong thực tế, nhiều ngân hàng đã có báo cáo kết quả hoa ̣t đô ̣ng kinh doanh quý I năm 2018 với mức lợi nhuâ ̣n gấp hai, gấp ba lần cùng kỳ năm trước. Như vâ ̣y, tỷ lê ̣ lợi nhuâ ̣n trên vốn chủ sở hữu ROE của các ngân hàng đang tăng trưởng ma ̣nh.
Bả ng 4.6: ROE của mô ̣t số ngân hàng tiêu biểu trong năm 2017
Các ngân hàng ROE
Ngân hàng Viê ̣t Nam Thi ̣nh VượngVPB 0.2748
Ngân hàng Tiên Phong TPB 0.1559
Ngân hàng Đầu tư và Phát triển Viê ̣t Nam BIDV 0.1482
Ngân hàng Phát triển Nhà Tp.HCM HDB 0.1451
Ngân hàng Á Châu ACB 0.1408
Ngân hàng công thương CTG 0.1199
Ngân hàng Eximbank EIB 0.0594
Ngân hàng Quân đô ̣i MBB 0.1242
Ngân hàng Vietcombank VCB 0.1779
Nguồn: Số liê ̣u từ báo cáo của công ty cổ phần chứng khoản Sài Gòn SSI Ngân hàng HDBank cho biết ROE đa ̣t 14.51%. Các chỉ số ROE của ngân hàng VPBank và ngân hàng Vietcombank lần lượt là 27.48% và 17.79%. Ngân hàng BIDV đưa ra thông tin về kết quả hoa ̣t đô ̣ng với lợi nhuâ ̣n hơn 2700 tỷ đồng trong quý đầu năm 2018, tăng 29% so với cùng kỳ. Trong khi đó, lợi nhuận của ngân hàng Vietinbank quý I báo cáo là hơn 3000 tỷ đồng, cao hơn 20% so vớ i cùng kỳ. Ở nhóm ngân hàng cổ phần, ngân hàng VPBank báo cáo đa ̣t lợi nhuâ ̣n trước thuế gần 2620 tỷ đồng trong 3 tháng đầu năm 2018, tăng 36% so vớ i cùng kỳ. Ngân hàng Quân đô ̣i MB trong khi đó đa ̣t lợi nhuâ ̣n 1746 tỷ đồng, tăng 65% so với cùng kỳ năm trước. Ngân hàng HDBank ghi nhâ ̣n lợi nhuận là 1045 tỷ đồng trong quý I năm nay, tăng gấp 3 lần cùng kỳ năm 2017. Đây là ngân hàng duy nhất ở nhóm lãi mỗi quý dưới nghìn tỷ trong năm trước, vươn lên nhóm lãi trên nghìn tỷ được ghi nhâ ̣n trong năm nay. Ngoài ra, các ngân hàng như ngân hàng Sacombank, ngân hàng TPBank, ngân hàng VIB, và ngân hàng Liên Viê ̣t PostBank có thông tin kết quả hoa ̣t đô ̣ng quý I với lợi nhuận hơn 500 tỷ đồng. Đây là mức tăng cao so với lợi nhuâ ̣n quý trước của những ngân hàng này, chẳng ha ̣n như lợi nhuâ ̣n ngân hàng VIB tăng gấp 3 lần quý trước, ngân hàng TPBank tăng gấp 2.4 lần lợi nhuâ ̣n quý trước. Khả năng sinh lờ i của các ngân hàng đã được cải thiê ̣n rất ma ̣nh kể từ năm 2016 và ghi nhận rõ nhất vào năm 2017. Dù mức tăng tỷ lê ̣ lợi nhuâ ̣n trên vốn chủ sở hữu
như vâ ̣y, tỷ lê ̣ nợ xấu của các ngân hàng cũng gia tăng do chuẩn nợ xấu, cách thứ c phân loa ̣i nợ xấu còn chưa hoàn toán theo thông lê ̣ quốc tế và phù hợp thực tế. Theo ước tính, tỷ lê ̣ nợ xấu của các ngân hàng thương ma ̣i vào khoảng 13% tổng dư nợ. Có thể thấy, tuy tỷ lê ̣ lợi nhuâ ̣n trên vốn chủ sở hữu tăng nhưng tác đô ̣ng tiêu cực đến thanh khoản của các ngân hàng thương ma ̣i (Tùng Dương,