Nguồn: Trích xuất từ phần mềm Eviews
Bảng 4.1 mô tả giá trị trung bình của ROE là 10.68% với độ lệch chuẩn là 7.58%. Giá trị lớn nhất theo như phân tích là 44.25% của ACB năm 2007 và giá trị nhỏ nhất là 0.07% của NVB năm 2012. Tương tự ta có các giá trị trung bình, giá trị lớn nhất và nhỏ nhất của ROA lần lượt là 1%, 5.57% của SGB năm 2010, 0.01% của BVB năm 2016. Từ đó có thể thấy sự chênh lệch lớn giữa chỉ số ROE và ROA của các ngân hàng thương mại. Mặc dù cho những năm gần đây chỉ số ROA cho thấy dấu hiệu tăng trưởng ổn định và tốc độ tăng trưởng của tổng tài sản chậm hơn lợi nhuận sau thuế nhưng mức độ đa dạng hóa lợi nhuận của ngân hàng vẫn chưa cao nên trong thời gian ngắn lợi nhuận ngân hàng vẫn khó tăng trưởng đột biến để gia tăng chỉ số ROA.
Tỷ lệ vốn chủ sở hữu trên tổng nguồn vốn trung bình của các ngân hàng là 10.05% trong phạm vi nghiên cứu và đến cuối năm 2019 trung bình là 8% đủ để đáp ứng yêu cầu vốn hiện nay trong đó ngân hàng BVB đạt tỷ lệ vốn cao nhất là 37.1% vào năm 2007 và ngân hàng SCB có tỷ lệ vốn thấp nhất là 2.93% tại năm 2019. Ngoài ra, quy mô ngân hàng lớn nhất là BIDV với giá trị sau khi làm mịn bằng hàm log là 21.12 lớn hơn
ROE RO
A SIZE EQ DPRR CIR HHIDR TTTD GDP CPI
ROE 1.00
ROA 0.73 1.00
SIZE 0.28 -0.20 1.00
EQ -0.20 0.37 -0.71 1.00
nhiều so với trung bình của ngành là 18.26. Bên cạnh đó, quy mô các NHNN vẫn chiếm tỷ lệ trọng lớn trong ngành ngân hàng nhung hiệu quả hoạt động không phải lúc nào cũng cho thấy sự tăng truởng ổn định và gặp khó khăn nhiều hơn để huy động vốn tự có đặc biệt là các nguồn vốn chủ sở hữu để đáp ứng các quy định về cấu trúc vốn do tổng tài sản quá lớn.
Chỉ số dự phòng rủi ro của ngân hàng có giá trị trung bình là 1.05% với biên độ giao động cao giữa các ngân hàng và các năm là 0.86% cho thấy mức độ trích lập dự phòng rất chênh lệch của các ngân hàng. Điều là hợp lý khi các ngân hàng thuơng mại nhà nuớc cung cấp tín dụng đa dạng cũng nhu có giá trị cao đối với nhiều khách hàng và doanh nghiệp. Ngoài ra, các ngân hàng tu nhân có quy mô lớn nhu ACB cũng cho có chỉ số dự phòng rủi ro cao hơn so với trung bình để đảm bảo an toàn vốn. Năm 2019, ngân hàng VPB có tỷ lệ trích lập dự phòng cao nhất là 5.32% và năm 2018 cũng có tỷ lệ cao là 5.07% vì mảng cho vay tiêu dùng, tín chấp mặc dù đem lại lợi nhuận lớn cho ngân hàng nhung cũng tiềm ẩn rất nhiều rủi ro nợ xấu cần đuợc trích lập theo quy định.
Tỷ lệ chi phí hoạt động trên tổng doanh thu hoạt động của ngân hàng là 50.72% với độ lệch chuẩn cao là 14.33%. Trong khi đó mức độ đa dạng hóa thu nhập của ngân hàng 71.16% ,nằm ở nửa duới trong khoảng từ 50%-100% qua đó cho thấy ngân hàng có xu huớng đa dạng hóa thu nhập nhung không cao và tập trung vào một số ngân hàng cố định và độ lệch chuẩn cao là 19.81% đã cho thấy điều đó. Các ngân hàng thuơng mại nhà nuớc cho thấy hiệu quả hoạt động tốt hơn so với trung bình của ngành khi tỷ lệ chi phí hoạt động trung bình nằm trong khoảng 35%-49% và mức độ đa dạng hóa trung bình cũng tốt hơn khi chỉ số này thuờng xuyên nằm ở mức duới 70%. Các ngân hàng tu nhân tiêu biểu nhu TCB hay ACB cũng nổi bật ở chỉ số này. Nhung ngân hàng tu nhân BVB cho thấy nhiều vấn đề khi quá phụ thuộc vào thu nhập thuần khi mức độ đa dạng hóa là 286.69% tại năm 2008 đồng thời cũng có tỷ lệ chi phí hoạt động cao là 93.72% tại năm 2015
về phần tăng truởng kinh tế và lạm phát giá trị trung bình đạt 6.42% và 7.61% với sự ổn định của GDP và giao động cao của CPI.
49
4.1.2. Kiểm định mối quan hệ tương quan của biến
Hệ số tương quan mô tả mô tả mối quan hệ cùng chiều hoặc ngược chiều giữa các biến bao gồm cả biến phụ thuộc. Neu hệ số tương quan dương phản ánh mối quan hệ thuận chiều giữa hai biến và hệ số tương quan âm thì ngược lại.
DPRR 0.05 -0.05 0.32 -0.10 1.00 CIR -0.68 -0.72 -0.08 -0.08 -0.22 1.00 HHIDR -0.23 -0.16 -0.22 0.21 -0.07 0.27 1.00 TTTD 0.10 0.20 -0.23 0.05 -0.18 -0.20 -0.11 1.00 GGDP 0.21 0.22 -0.04 -0.02 -0.05 -0.26 -0.14 0.32 1.00 CPI 0.15 0.23 -0.32 0.28 -0.18 -0.18 0.11 0.01 -0.14 1.00 Variable Centered VIF
SIZE 2.71 EQ 231 DPRR 1.26 CIR 1.45 HHIDR 1.17 TTTD 1.29 GGDP 1.23
Nguồn: Trích xuất từ phần mềm Eviews
Kết quả phân tích ma trận tương quan cho thấy mức độ tương quan giữa các biến phần lớn nằm trong khoảng giá trị từ -0.3 đến 0.3 và giá trị tuyệt đối lớn nhất là 0.72 nhỏ hơn 0.8. Kết quả này cho phép khóa luận thực hiện mô hình hồi quy.
4.1.3. Kiểm định đa cộng tuyến
CPI 1.29
POLS FEM REM
Variable Coefficient C 3.90 -20.76*** -10.17 [8.81] [11.54] [10.06] SIZE 1.11* 2.47* 1.91* [0.35] [054] [045] EQ -0.23* -0.19** -0.20* [0.08] [0.08] [0.07] DPRR -1.13* -1.67* -1.59* [0.39] [0.38] [0.37] CIR -0.34* -0.34* -0.34* [0.03] [0.03] [0.03] HHIDR ÕÕĨ -ÕLÕĨ ()7θθ [0.02] [0.01] [0.01] TTTD ÕÕÕ ()7θθ ()7θθ [0.00] [0.00] [0.00] GGDP 0.84** 0.88* 0.84** 50
Nguồn: Trích xuất từ phần mềm Eviews
Ket quả của bảng trên cho thấy mức độ đa cộng tuyến theo chỉ số VIF đều có giá trị nhỏ hơn 3. Qua đó một lần nữa khẳng định không có sự tuong quan mạnh giữa các biến độc lập với nhau và hiện tuợng đa cộng tuyến là không đáng kể. Nên khóa luận có thể sử dụng mô hình hồi quy để phân tích tác động trung bình của các biến độc lập lên biến phụ thuộc.
4.2. Kết quả ước lượng và kiểm định mô hình hồi quy ROE
4.2.1. Kết quả ước lượng
Kết quả hồi các yếu tố ảnh huởng đến lợi nhuận của 24 ngân hàng thuơng mại đuợc xác định theo ba phuơng pháp hồi quy bao gồm POLS, FEM, REM đuợc tổng hợp và trình bày ở bảng bên duới.
[0.40] [0.33] [0.33] CPI 0.16* 0.23* 0.20* [0.05] [0.05] [0.05] CRISIS 2.00** 2.37* 2.14* [0.94] [0.81] [0.80] --- R-squared 0.57 0.74 057
Effects Test Prob.
Cross-section F ÕÕÕ
Cross-section Chi-square ÕÕÕ
51
Mức ý nghĩa 1%, 5%, 10% được ký hiệu lân lượt là “*”, “**”, “***”
Nguồn: Trích từ phân mềm Eviews
Theo bảng kết quả hồi quy của bảng 4.4, kết quả hồi quy theo POLS cho thấy có 7 biến độc lập bao gồm SIZE, EQ, DPRR, CIR, GDP, CPI, CRISIS thể hiện sự thay đổi của các biến này sẽ tác động đến biến phụ thuộc với mức ý nghĩa thống kê nhỏ hơn 10%. Và hai biến độc lập còn lại là HHIDR và TTTD không cho thấy ý nghĩa thống kê (lớn hơn 10%) để tác động đến biến phụ thuộc ROE. Hệ số R-squared cho thấy mức độ giải thích của các biến độc lập đối với biến phụ thuộc là khoảng 57%.
Đối với kết quả hồi quy theo FEM thì kết quả cho thấy 7 biến độc lập bao gồm SIZE, EQ, DPRR, CIR, GDP, CPI, CRISIS và biến hệ số hồi quy chung (trong truờng hợp này là thể hiện các đặc điểm riêng của từng đơn vị chéo) chỉ ra rằng sự thay đổi của các biến này sẽ tác động đến biến phụ thuộc với mức ý nghĩa thống kê nhỏ hơn 10%. Và hai biến độc lập còn lại là HHIDR và TTTD không cho thấy ý nghĩa thống kê (nhu POLS). Tuy nhiên hệ số R-squared cho thấy mức độ giải thích cao hơn POLS (74%).
Đối với kết quả hồi quy theo REM thì kết quả cho thấy sự giống nhau với POLS về số luợng biến độc lập có ý nghĩa thống kê tác động đến biến phụ thuộc ROE (7 biến) và hệ số R-squared cũng tuơng tự nhu POLS (khoảng 57%).
4.2.2. Lựa chọn mô hình
Test Summary Chi-Sq. Statistic Prob
Cross-section random 0.000 1.000
Nguồn: Trích từ phân mềm Eviews
52
Bảng 4.5 kiểm định sự tồn tại của 7 tác động cố định trong mô hình hồi quy hay không. Tức là kết quả kiểm định là sự lựa chọn giữa FEM (hoặc REM) và POLS. Ket quả cho thấy giá trị p-value nhỏ hơn 1%. Nghĩa là giả thuyết HO bị bác bỏ đồng nghĩa với mô hình có tồn tại tác động cố định nên lựa chọn giữa FEM hoặc REM sẽ phù hợp hơn.
Test Statistic Prob.
Pesaran CD 082 041
Nguồn: Trích từ phần mềm Eviews
Kết quả kiểm định của bảng 4.6 cho kết quả p-value nhận được là 1 nhưng giá trị thống kê Chi-squared lại bằng O nghĩa là kiểm định này không hợp lệ nên giá trị Chi- squared được tính bằng 0. Nghĩa là về mặt giả thuyết thì kiểm định chưa cho thấy giữa FEM và REM đâu là mô hình phù hợp hơn. Tuy nhiên khi xem xét đến lý thuyết giả định để thiết lập kiểm định Hausman thì có thể thấy một vài điều cần lưu ý. Giả định để thực hiện kiểm định Hausman dựa trên hai giả định nghiêm ngặt của REM là RE1 và RE3. Giả định RE1 so với giả định FE1 thì giả định này yêu cầu thêm sự không tương quan giữa hệ số hồi quy chung và phần dư khiến cho giả định trở nên nghiêm ngặt hơn để hệ số đạt được tính chất nhất quán và không chệch. Với giả định FE1 thì giả định cho phép tương quan giữa hệ số hồi quy chung và phần dư, trong các mô hình kinh tế lượng thì điều này có nghĩa là các yếu tố kinh tế khác không quan sát được phép tương quan với phần dư của mô hình và đây là điều thường xuyên xảy ra trong các mô hình định lượng vì vấn đề biến bị xót. Tuy nhiên với phương pháp tác động cố định thì hệ số ước lượng vẫn là ước lượng nhất quán và không thiên chệch (còn đối REM thì không nếu thiếu giả định RE1b). Với giả định RE3 thì ước lượng RE sẽ trở nên hiệu quả hơn FE và cũng giúp cho việc tính toán trở nên dễ dàng hơn. Nhưng phải nhấn mạnh rằng giả định RE.3 là một giả định hỗ trợ chuẩn (được xem là rất nghiêm ngặt) và nó không được kiểm tra bởi kiểm định Hausman. Nếu giả định RE.3 bị vi phạm sẽ khiến kiểm định Hausman có phân bố giới hạn không chuẩn từ đó dẫn đến kết quả bị sai lệch. Và trên thực tế giả định RE3 rất dễ bị vi phạm (hơn giải định FE3) khi các phần dư thường có phương sai không đồng nhất hoặc tự tương quan. Ngoài ra, khác biệt giữa mô hình FE
53
và RE ở trên là hệ số hồi quy chung của FE có ý nghĩa còn RE thì không và sau khi kiểm tra tính dừng của các tác động cố định không quan sát đuợc của từng đơn vị chéo cho kết quả chuỗi tác động trên dừng thì giá trị của — c ” mới thật sự có ý nghĩa. Do đó, khóa luận kết luận rằng mô hình tác động cố định (FEM) phù hợp hơn mô hình tác động ngẫu nhiên (REM) về mặt lý thuyết chung và mục tiêu nghiên cứu.
4.2.3. Kiểm định vi phạm các giả định của mô hình
4.2.3.1. Kiểm định tự tương quan
Từ giả định FE3, ta suy ra rằng không có tuơng quan chuỗi giữa các phần du, nghĩa là trong cùng một đơn vị chéo các phần du sẽ không tuơng quan với nhau tại bất kỳ thời điểm nào. Trong phạm vi của khóa luận, khoảng thời gian uớc luợng là từ 2007-2019 là nhỏ để cho thấy ảnh huởng của tuơng quan chuỗi nhung với số luợng đơn vị chéo là 24 (N gần gấp đôi T) thì mô hình có thể xuất hiện tự tuơng quan. Tự tuơng quan giữa các đơn vị chéo mặc dù không gây ảnh huởng đến tính nhất quán và không thiên chệch (nếu có) của hệ số nhung sẽ khiến chúng trở nên không hiệu quả và ảnh huởng đến thống kê t và F (khiến chúng không đuợc áp dụng một cách chính xác). Để kiểm tra mô hình FE có tự tuơng quan hay không, khóa luận áp dụng kiểm định Pesaran CD (phù hợp với số luợng đơn vị chéo nhỏ) với H0 là không có tự tuơng quan giữa các phần du.
Value Probability
Likelihood ratio 61.58 0.00
Variable Coefficient Prob.
C -17.80 [11] 0.1068 SIZE 238 [0.53] 0.0000 EQ -0.20 [0.06] 0.0011 DPRR -2.25 [0.39] 0.0000 CIR -0.32 [0.02] 0.0000 HHIDR -ÕÕ1 0.7126 Nguồn: Trích từ phần mềm Eviews
Kết quả của kiểm định Pesaran trong bảng 4.7 cho thấy giá trị p-value lớn hơn nhiều so với alpha nên giả thuyết H0 đuợc chấp nhận nghĩa là không có sự tự tuơng quan giữa các phần du.
4.2.3.2. Kiểm định phương sai thay đổi
Giả thuyết FE3 và FE1 cho thấy phuơng sai có điều kiện của mô hình là cố định và không thay đổi theo thời gian. Tuy nhiên trong thực nghiệm giả thuyết này thuờng bị vi phạm và mặc dù việc vi phạm này không khiến cho mô hình trở nên không nhất quán và thiên chệch (nếu có) nhung sẽ khiến mô hình mô hình trở nên kém hiệu quả với mô hình có sai số chuẩn lớn nên khóa luận thực hiện kiểm định kiểm định phuơng sai thay
54
Likelihood Ratio với mô hình dữ liệu bảng với H0 là không có sự thay đổi trong phương sai của phần dư.
Bảng 4.8: Kiểm định phương sai thay đổi ROE
Nguồn: Trích từ phần mềm Eviews
Ket quả kiểm định bảng 4.7 cho thấy giá trị p-value nhỏ 1% nên giả thuyết H0 bị bác bỏ nghĩa là mô hình FE có tồn tại phương sai thay đổi.
4.2.3.3. Khắc phục khuyết tật của mô hình
Để khắc phục khuyết tật phương sai thay đổi của mô hình thì khóa luận đặt thêm giả thuyết phương sai thay đổi trong cách tính hệ số hồi quy và xấp xĩ phương sai của mô hình. Cụ thể, khóa luận áp dụng phương pháp GLS để tính toán ma trận trọng số (gọi là cross-section weight) và ước lượng phương sai vững để tính toán hiệp phương sai của mô hình (White diagonal) sau đó sẽ kiểm tra lại phương sai thay đổi của phần dư. Bảng 4.9, cho thấy kết quả sai số chuẩn của các hệ số đã được cải thiện tuy nhiên mô hình vẫn tồn tại phương sai đổi của phần dư (xét trong trường hợp chỉ có một sự thay đổi so với mô hình FE gốc là hiệp phương sai được tính toán theo White diagonal).
[0.02] TTTD õõỡ [0] 0.8997 GGDP 0Ã6 [0.29] 0.0257 CPI 021 [0.04] 0.0000 CRISIS Ĩ78Õ [0.78] 0.0209 — R-squared 0.77
POLS FEM REM
Variable Coefficient C 2.09* -0.74 0.96 [0.80] [1.08] [091] SIZE ÕÕ2 0.19* 0.09** [0.03] [0.05] [0.04] EQ 0.05* 0.05* 0.05* [0.01] [0.01] [0.01] DPRR -0.16* -0.21* -0.20* [0.04] [0.04] [0.03] CIR -0.04* -0.04* -0.04* 55 Nguồn: Trích từ phần mềm Eviews
4.3. Kết quả ước lượng và kiểm định mô hình hồi quy ROA
4.3.1. Kết quả ước lượng
Ket quả hồi các yếu tố ảnh hưởng đến lợi nhuận của 24 ngân hàng thương mại được xác định theo ba phương pháp hồi quy bao gồm POLS, FEM, REM được tổng hợp và trình bày ở bảng bên dưới
[0.00] [0.00] [0.00] HHIDR õõỡ 0.00* 0.00** [0.00] [0.00] [0.00] TTTD õõỡ 000 000 [0.00] [0.00] [0.00] GGDP 0Õ4 004 0.03 [0.04] [0.03] [0.03] CPI õõỡ 0.01*** 0.00 [0.00] [0.00] [0.00] CRISIS 0Õ8 0ĨĨ 007 [0.09] [0.08] [0.07] --- R-squared 0.65 0.77 0.69 56
Effects Test Prob. Cross-section F 000 Cross-section Chi-square 000
Test Summary Chi-Sq.