Tác giả sử dụng ba phương pháp hồi quy định lượng bao gồm: (i) Hồi quy bình phương nhỏ nhất (Pooled OLS); (ii) Mô hình tác động ngẫu nhiên (REM); (iii) Mô hình tác động cố định (FEM) để đánh giá mức độ ảnh hưởng của các biến độc lập đến biến phụ thuộc. Qua đó phân tích mức độ tác động, mức ý nghĩa của từng hệ số và mức độ giải thích của các yếu tố nội bộ đến khả năng sinh lời của các NHTM tại Việt Nam.
Bảng 4.3. Kết quả hồi quy trong 3 mô hình Pooled OLS, FEM và REM
Biến
Pooled OLS FEM REM
Coef P- value Coef P- value Coef P- value NPL -0.036511 0.224 -0.0407765 0.216 -0.0458295 0.130 SIZE 0.0025561*** 0.000 0.0042946*** 0.001 0.002935*** 0.000 LQR -0.0035338 0.925 0.1039412** 0.027 0.0532697 0.190 CIR -0.0007359*** 0.000 -0.0007304*** 0.000 - 0.009OI07435*** 0.000 TEA 0.1118961*** 0.000 -0.0828841*** 0.000 0.1208014*** 0.000 Prob>F 0.0000 0.0000 0.0000 R- square 0.633 0.5926 0.6256 Y nghĩa thống kê: ****p<0.01, **p<0.05, *p<0.1 Nguồn: trích từ phụ lục 5, 6, 7
Bảng 4.3 trình bày kết quả từ 3 phương pháp hồi quy định lượng Pooled OLS, FEM và REM. Đối với phương pháp binh phương nhỏ nhất OLS, kết quả từ mô hình cho thấy có tồn tại hệ số hồi quy có ý nghĩa ở các mức ý nghĩa thống kê khác nhau giữa các biến gồm quy mô tổng tài sản (SIZE), tỷ lệ chi phí hoạt động (CIR) và tỷ lệ vốn chủ sở hữu đều ở mức ý nghĩa 1%. Tuy nhiên, đối với phương pháp dữ liệu bảng thì mô hình bình phương nhỏ nhất OLS rất dễ vi phạm các khuyết tật của phương
pháp hồi quy tuyến tính như phương sai thay đổi và tự tương quan lẫn nhau giữa các biến nên thường không được sử dụng.
Ngoài ra kết quả hồi quy theo mô hình FEM và REM cũng tồn tại các hệ số hồi quy có ý nghĩa thống kê. Đối với mô hình FEM, có mối quan hệ tác động cùng chiều giữa biến SIZE và biến LQR đến ROA lần lượt ở mức ý nghĩa 1% và 5%; tác động nghịch chiều giữa biến CIR và TEA đến ROA ở mức ý nghĩa 1%. Theo đó, kết quả thu được từ mô hình REM cho thấy biến SIZE và TEA có mối quan hệ cùng chiều với khả năng sinh lời của các NHTM và biến CIR đại diện cho tỷ lệ chi phí hoạt động lại có tác động nghịch chiều với ROA đều ở mức ý nghĩa 1%.
4.4. KIEM ĐỊNH KẾT QUẢ MÔ HÌNH 4.4.1. Kiểm định Hausman
Để xem xét giữa 2 mô hình tác động cố định và ngẫu nhiên mô hình nào phù hợp để giải thích hơn, tác giả sử dụng phương pháp kiểm định Hausman để xem xét có tồn tại sự tự tương quan giữa các biến độc lập hay không.
Giả thiết:
H0: các biến độc lập không tương quan lẫn nhau 𝑅 Mô hình REM phù hợp H1: các biến độc lập tương quan lẫn nhau 𝑅 Mô hình FEM phù hợp
Bảng 4.4. Kết quả kiểm định Hausman
Kiểm định Hausman
Chi-square P-Value Kết luận
10.50 0.0623 Kết quả kiểm định Hausman
ủng hộ sử dụng mô hình REM
Nguồn: trích từ phụ lục 8
Kết quả từ bảng 4.4 cho thấy P-value = 0.0623 không có ý nghĩa thống kê ở mức 5%, từ đó chấp nhận giả thiết H0 có nghĩa là không có sự tương quan giữa tác động đặc trưng với các biến độc lập trong mô hình nên kết quả từ mô hình FEM
không phù hợp để phân tích. Từ đó, tác giả chọn mô hình REM để ước lượng và sử dụng kết quả từ mô hình REM để đánh giá mô hình biến phụ thuộc ROA.
Ngoài ra, để xem xét mô hình REM được chọn là đáng tin cậy nhất, tác giả tiến hành các kiểm định về phần dư trong dữ liệu bảng để tìm kiếm thêm bằng chứng ủng hộ vững chắc cho REM thông qua các kiểm định phương sai sai số thay đổi (kiểm định Breusch & Pagan), kiểm định hiện tượng đa cộng tuyến và hiện tượng tương quan chuỗi để khẳng định mô hình REM có tồn tại khuyết tật nào không.
4.4.2. Kiểm định tương quan đơn vị chéo giữa các biến độc lập trong mô hình REM
Giả thiết:
H0: Không tồn tại hiện tượng tương quan đơn vị chéo giữa các biến độc lập H1: Tồn tại hiện tượng tương quan đơn vị chéo giữa các biến độc lập
Bảng 4.5. Kết quả kiểm định tương quan đơn vị chéo
Kiểm định Pesaran
F P-value Kết luận
6.880 0.0000 Tồn tại hiện tượng
tương quan chéo
Nguồn: trích từ phụ lục 9
Bảng 4.5 cho thấy kết quả kiểm định tương quan đơn vị chéo bằng phương pháp kiểm định Pesaran có P-value = 0.0000 có ý nghĩa thống kê ở mức ý nghĩa 1%. Từ đó bác bỏ giả thiết H0 và chấp nhận sự tồn tại của hiện tượng tương quan chéo giữa các biến độc lập.
4.4.3. Kiểm định hiện tượng đa cộng tuyến
Dựa vào chỉ số VIF, nếu kết quả VIF đều < 10 thì không xảy ra hiện tượng đa cộng tuyến (theo Ramanathan – 1998 và Gujarati – 2012)
Bảng 4.6. Kết quả hiện tượng đa cộng tuyến
Biến VIF SQRT VIF
NPL 1.06 1.03 SIZE 1.90 1.38 LQR 1.02 1.01 CIR 2.25 1.50 TEA 2.09 1.45 Mean VIF 1.84 Nguồn: trích từ kết quả phụ lục 10
Bảng 4.6 trình bày kết quả kiểm định hiện tượng đa cộng tuyến giữa các biến trong mô hình. Kết quả kiểm định VIF cho thấy tất cả các biến đều có hệ số VIF nhỏ hơn 10, điều này có nghĩa là trong dữ liệu nghiên cứu không tồn tại hiện tượng đa cộng tuyến.
4.4.4. Kiểm định phương sai sai số thay đổi trong REM
Giả thiết:
H0: Không tồn tại hiện tượng phương sai sai số thay đổi H1: Tồn tại hiện tượng phương sai sai số thay đổi
Bảng 4.7. Kiểm định phương sai sai số thay đổi
Kiểm định Breusch &
Pagan
Chi-square P-value Kết luận
19.80 0.0000 Tồn tại hiện tượng phương sai
sai số thay đổi
Bảng 4.7 trình bày kết quả kiểm định phương sai sai số thay đổi qua các thực thể trong phần dư trong phương pháp hồi quy REM thông qua kiểm định của Breusch & Pagan. Kết quả cho thấy P-value = 0.0000 có ý nghĩa thống kê ở mức ý nghĩa 1% cho thấy mô hình đang mắc phải hiện tượng phương sai sai số thay đổi trong dữ liệu nghiên cứu.
4.4.5. Kiểm định hiện tượng tự tương quan chuỗi
Giả thiết:
H0: Không tồn tại hiện tượng tự tương quan H1: Tồn tại hiện tượng tự tương quan
Bảng 4.8. Kết quả kiểm định hiện tượng tự tương quan
Kiểm định Wooldridge
F P-value Kết luận
68.461 0.0000 Tồn tại hiện tượng
tự tương quan bậc 1
Nguồn: trích từ phụ lục 12
Bảng 4.8 cho thấy kết quả kiểm định hiện tượng tự tương quan trong phần dư bằng điểm định Wooldridge theo phương pháp hồi quy RE 4.6M. Kết quả hệ số F với sig = 0.0000 có ý nghĩa ở mức 1% chứng tỏ trong mô hình hồi quy tồn tại hiện tượng tự tương quan bậc một.
Từ bảng 4.5, bảng 4.7 và bảng 4.8, kết quả của 3 phương pháp kiểm định cho thấy mô hình tác động ngẫu nhiên REM đã mắc phải các hiện tượng phương sai sai số thay đổi, tự tương quan trong phần dư và hiện tượng tự tương quan lẫn nhau giữa các biến độc lập. Các khuyết tật này đã làm cho kết quả hồi quy của mô hình REM không còn đáng tin cậy. Do đó, tác giả sử dụng phương pháp bình phương tối thiểu tổng quát (FGLS - Feasible Generalized Least Squares) để ước lượng các mô hình hồi quy đã được nêu ở chương nhằm khắc phụ các khuyết tật của mô hình REM.
4.4.6. Mô hình hồi quy bình phương tối thiểu tổng quát – FGLS
Bảng 4.9. Kết quả hồi quy theo phương pháp bình phương tối thiểu tổng quát
ROA Coef. Std. Err. Z P > z
SIZE 0.0021553*** 0.0005862 3.68 0.000 TEA 0.1030904*** 0.0193333 5.33 0.000 LQR 0.0121193 0.0376349 0.32 0.747 CIR -0.0006816*** 0.0000704 -9.68 0.000 NPL -0.0684052*** 0.0255892 -2.67 0.008 _cons -0.0381454 0.0122706 -3.11 0.002 Y nghĩa thống kê: *** p<0.01, ** p<0.05, * p<0.1 Nguồn: trích từ phụ lục 13
Bảng 4.9 cho thấy kết quả từ phương pháp hồi quy bình phương tối thiểu tổng quát có tồn tại tác động của các biến độc lập NPL, SIZE, CIR và TEA đến biến phụ thuộc ROA trên cở sở đã khắc phục hiện tượng phương sai sai số thay đổi trong mô hình, cụ thể như sau: (i) NPL đại diện cho tỷ lệ nợ xấu có tác động nghịch chiều đến khả năng sinh lời của các NHTM tại Việt Nam với P-value = 0.008 có ý nghĩa thống kê ở mức ý nghĩa 1%; (ii) SIZE đại diện cho quy mô tổng tài sản có tác động cùng chiều đến khả năng sinh lời của ngân hàng với P-value = 0.000 có ý nghĩa ở mức ý nghĩa 1%; (iii) CIR đại diện cho tỷ lệ chi phí hoạt động của ngân hàng có tác động nghịch chiều đến ROA với P-value =0.000 có ý nghĩa ở mức ý nghĩa 1% và (iv) TEA đại diện cho tỷ lệ vốn chủ sở hữu có tác động cùng chiều đến khả năng sinh lời của
các NHTM với P-value = 0.000 có ý nghĩa ở mức ý nghĩa 1%. Như vậy kết quả từ mô hình FGLS phù hợp với các giả thiết được kỳ vọng ở chương 3.
Vậy kết quả của mô hình kinh tế các yếu tố nội bộ ảnh hưởng đến khả năng sinh lời của các NHTM tại Việt Nam được thiết lập như sau:
ROAit = - 0.038 + 0.0022SIZE + 0.1031TEA – 0.0007CIR – 0.0684NPL + ε
4.5. THẢO LUẬN VỀ CÁC BIẾN NGHIÊN CỨU THEO KẾT QUẢ ĐỐI
CHIẾU VỚI THỰC TẾ
4.5.1. Giả thuyết H1 về quy mô tài sản (SIZE)
Quy mô tài sản (SIZE) có mối tương quan thuận chiều với khả năng sinh lời ROA của các NHTM tại Việt Nam, quy mô tổng tài sản càng lớn thì khả năng sinh lời ROA càng cao, 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 ROA. Với điều kiện các yếu tố khác không đổi, khi biến TEA tăng 1% thì ROA tăng 0.22%. Kết quả này cũng phù hợp với các nghiên cứu trước đó của Admet Ugur & Hakan Erkus (2010); Nguyễn Thị Mỹ Linh và Nguyễn Thị Ngọc Hương (2015); Nguyễn Thị Cành và Hồ Thị Hồng Minh (2015) đã tìm ra mối tương quan thuận chiều giữa quy mô tài sản và ROA của ngân hàng.
Điều đó cho thấy rằng với quy mô tổng tài sản càng lớn, lợi nhuận ngân hàng càng cao do các ngân hàng quy mô lớn có khả năng khai thác lợi thế theo quy mô, từ đó có thể cung cấp cho khách hàng dịch vụ với giá rẻ hơn so với các ngân hàng quy mô nhỏ, từ đó nâng cao khả năng cạnh tranh và thu hút lượng khách hàng lớn hơn, cũng như mang lại nguồn lợi nhuận cao hơn cho ngân hàng.
4.5.2. Giả thuyết H2 về tỷ lệ vốn chủ sở hữu (TEA)
Tỷ lệ vốn chủ sở hữu (TEA) có mối tương quan thuận chiều với khả năng sinh lời ROA của các Ngân hàng TMCPCP Việt Nam, tỷ lệ vốn chủ sở hữu trên tổng tài sản càng cao thì khả năng sinh lời ROA càng tăng, 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 ROA.
Với điều kiện các yếu tố khác không đổi, khi biến TEA tăng 1% thì ROA tăng 10,31%. Kết quả này cũng phù hợp với các kết quả nghiên cứu trước đây Salman Ahmad, Bilal Nafees, Bilal Nafees (2012), Nguyễn Thị Cành, Hồ Thị Hồng Minh (2015) đã tìm ra mối tương quan thuận chiều giữa quy mô vốn chủ sở hữu và ROA. Ngân hàng có TEA cao 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. 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 lực lớn về sử dụng vốn đối với các NHTM, nên kết quả kinh doanh của ngân hàng gặp nhiều khó khăn, làm suy giảm khả năng sinh lời của NHTM 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 NHTM 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 phù hợp với các nghiên cứu trước đây.
4.5.3. Giả thuyết H4 về chi phí hoạt động (CIR)
Biến CIR có hệ số âm và có ý nghĩa thống kê mạnh với biến phụ thuộc ROA ở mức ý nghĩa 1%. Với điều kiện các yếu tố khác không đổi, khi biến tỷ lệ nợ xấu tăng 1% thì ROA giảm 0.07%. Điều này cho thấy có bằng chứng về mối quan hệ giữa
tỷ lệ chi tiêu cho hoạt động và tỷ suất sinh lời trên vốn chủ sở hữu và tỷ lệ lợi nhuận biên. Tỷ lệ này ở một khía cạnh nào đó thể hiện mức độ đầu tư của ngân hàng thông qua mức chi phí cho nhân viên và chi phí quản lý trên một đồng thu nhập. Kết quả nghiên cứu cho thấy có thể nhận thấy ở Việt Nam các ngân hàng chưa sử dụng các khoản chi phí hợp lý để gia tăng khả năng sinh lời; khi ngân hàng càng có sự tiết giảm chi phí một cách có hiệu quả thì sẽ góp phần nâng cao khả năng sinh lời. Kết quả này phù hợp với kết quả nghiên cứu của Abu hanifa (2015), Heffernan và Fu (2008) và Kosmidou (2005).
4.5.4. Giả thuyết H5 về tỷ lệ nợ xấu (NPL)
Tỷ lệ nợ xấu (NPL) có mối tương quan ngược chiều với khả năng sinh lời ROA của các NHTM Việt Nam, tỷ lệ nợ xấu càng cao thì khả năng sinh lời ROA 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 ROA. Với điều kiện các yếu tố khác không đổi, khi biến tỷ lệ nợ xấu tăng 1% thì ROA giảm 6.84%. Khi mở rộng hoạt động tín dụng ồ ạt trong những năm trước đây ngân hàng phải chấp nhận rủi ro tín dụng và gia tăng tỷ lệ nợ xấu, khi nợ xấu gia tăng thì NHTM phải tăng chi phí trích lập dự phòng rủi ro, giảm hiệu quả hoạt động kinh doanh và khả năng sinh lời của ngân hàng. Điều này phù hợp với kết quả nghiên cứu của Nguyễn Minh Hà và Nguyễn Công Tâm (2012), Hồ Thị Hồng Minh và Nguyễn Thị Cành (2015), Nguyễn Thị Loan và Trần Thị Ngọc Hạnh (2013), Olweny & Shipho (2011), Muhammad Bilal và cộng sự (2013), ... Nguyên nhân là do việc năng lực thẩm định cho vay, đạo đức nghề nghiệp, quản trị ngân hàng yếu kém dẫn đến rủi ro tín dụng tăng làm nợ xấu gia tăng. Ngược lại, ngân hàng nào có hiệu quả kinh doanh cao hay khả năng sinh lời cao thì ngân hàng đó có môi trường làm việc, đạo đức nghề nghiệp, khả năng quản trị tốt, ... từ đó kiểm soát nợ xấu tốt hơn, an toàn hơn.
Từ bảng tổng hợp kết quả nghiên cứu cho thấy mô hình chưa cho ra kết quả như kỳ vọng. Cụ thể, biến LQR không có ý nghĩa ở mức ý nghĩa thống kê. Tuy