20.00 19.00 18.00 17.00 16.00 15.00
Nguồn: Tác giả tổng hợp và tính toán từ Excel
Trong giai đoạn 2008 - 2020, quy mô tổng tài sản trung bình của các NHTM tại Việt Nam đạt 18.39. Trong đó giá trị lớn nhất là 19.31 năm 2020 và giá trị nhỏ nhất 16.69
năm 2008. Nhìn chung, quy mô ngân hàng qua tổng tài sản có mức tăng trưởng đều theo
từng năm, từ mức 16.69 lên mức cao nhất 19.31 ở năm 2020.
Hình 4.10 thể hiện quy mô tài sản của từng ngân hàng thương mại Việt Nam trong
giai đoạn 2008 - 2020. Có thể thấy rằng AGR là ngân hàng có quy mô tài sản lớn nhất, đạt 20.52. Đứng thứ nhì là ngân hàng BID với quy mô đạt 20.33. Tiếp theo đó là ngân
Nguồn: Tác giả tổng hợp và tính toán từ Excel
Tỷ lệ vốn CSH giữa các NHTM Việt Nam trong giai đoạn 2008 - 2020 đạt giá trị trung bình là 0.100, độ lệch chuẩn đạt 9.88%. Nhìn chung, tỷ lệ vốn CSH của NHTM Việt Nam có phần giảm đều qua từng năm, từ mức cao nhất 16.61% năm 2008 về mức 7.92% trong năm 2020. Nguyên nhân một phần là Việt Nam đang ngày càng hội nhập với các nước trên thế giới dẫn đến các NHTM lớn tăng mức vốn đều lệ quá nhanh trong khi NHTM quy mô nhỏ tăng không kịp dẫn đến tỷ lệ vốn CSH trung bình giữa các NHTM giảm nhẹ qua từng năm.
Hình 4.12 Quy mô vốn chủ sở hữu từng ngân hàng 20.00% 18.68% 18.00% 16.00% 14.00% 12.00% 10.00% 8.00% 6.00% 4.00% 2.00% 0.00%
Nguồn: Tác giả tổng hợp và tính toán từ Excel
Hình 4.12 thể hiện tỷ lệ vốn CSH của từng NHTM trong giai đoạn 2008 - 2020. Nhìn chung, có thể thấy ngân hàng SGB là ngân hàng có tỷ lệ vốn CSH trên tổng tài sản cao nhất, đạt mức 18.68%. Đứng thứ nhì là ngân hàng BVB với tỷ lệ vốn CSH 15.53%. Đứng thứ 3 là ngân hàng PGB với tỷ lệ vốn CSH trên 13%. Đây là 4 ngân hàng có tỷ lệ vốn CSH cao nhất trong tất cả các NHTM tại Việt Nam.
4.1.7 Tốc độ tăng trưởng kinh tế
Hình 4.13 Tốc độ tăng trưởng GDP qua các năm
8.00% 7.00% 6.00% 5.00% 4.00% ccoo, 681% 7.08% 7.02% 6.42% 6.20% 5 980∕0ɪ06.21% _ M M I
Dựa trên số liệu thống kê mô tả, tốc độ tăng trưởng trung bình của Việt Nam trong
giai đoạn 2008 - 2020 đạt mức trung bình 5.93%. Trong đó giá trị lớn nhất là 7.08% thuộc về năm 2018 và giá trị thấp nhất 2.91% thuộc về năm 2020. Hai con số lớn nhất và nhỏ nhất đã phản ứng một cách cực kỳ khách quan đối với nền kinh tế Việt Nam qua hai cột mốc quan trọng đó là giai đoạn “Bứt tốc thần kỳ” và đại dịch covid-19 toàn cầu.
Sau cuộc khủng hoảng tài chính thế giới năm 2008, trong năm 2009, tốc độ tăng trưởng kinh tế quốc gia đạt mức 5.4%, vượt qua mục tiêu 5% kế hoạch đặt ra và là mở đầu cho sự thành công trong việc khôi phục nền kinh tế. Năm 2010, trong bối cảnh kinh tế trong nước còn gặp nhiều khó khăn sau cuộc khủng hoảng tài chính nhưng mức tăng trưởng kinh tế khá cao, đạt mức 6.42% so với năm 2009, đây được xem là năm khởi sắc cho nền kinh tế do sản xuất kinh doanh của các ngành, lĩnh vực đều tăng trở lại, ngành công nghiệp vẫn giữ mức ổn định, xuất khẩu hàng hóa đạt kim ngạch cao và hoạt động du lịch phát triển trở lại. Năm 2011, tốc độ tăng trưởng kinh tế đạt 6.24%, thấp hơn mức tăng trưởng kinh tế năm 2010 khoảng 0.18% nhưng xét trong tình hình kinh tế, nhà nước
đang tập trung kiềm chế lạm phát và tình hình sản xuất kinh doanh trong nước vẫn còn gặp nhiều khó khăn. Do đó mức tăng trưởng như trên được xem là khá cao và hợp lý. Năm 2012, tốc độ tăng trưởng kinh tế là 5.25%, thấp hơn so với giai đoạn 2009 - 2011, trong bối cảnh nhà nước đang áp đặt chính sách kiềm chế lạm phát và ổn định kinh tế vĩ mô nhưng hệ quả của chính sách này là tăng trưởng kinh tế bị suy giảm so với những năm trước đó. Trong giai đoạn 2013 - 2015, nền kinh tế Việt Nam tăng trưởng nhanh và bắt đầu ổn định, tiếp tục phục hồi nên mức tăng trưởng đạt trong khoảng 5.4% - 6.9%. Năm 2016, tốc độ tăng trưởng kinh tế là 6.21% và không đạt mục tiêu đề ra là 6.7%, nguyên nhân là do bối cảnh nền kinh tế năm này lại rơi vào khó khăn do thời tiết, môi trường diễn biến phức tạp, giá cả thương mại toàn cầu giảm, chuyển giao thế hệ lãnh đạo
nên tốc độ 6.21% được xem là một thành công đối với Việt Nam. Năm 2017, tốc độ tăng
trưởng đạt 6.81%, nền kinh tế Việt Nam đã đạt được mục tiêu do quốc hội đề ra, vượt qua mọi dự báo và mục tiêu kỳ vọng, trong đó khu vực công nghiệp - xây dựng đóng
vai trò chủ lực (khoảng 74%) vào quy mô nền kinh tế. Năm 2018, mức tăng trưởng kinh tế đạt 7.08% đạt mức tăng trưởng cao nhất trong một thập kỷ trở lại nhờ các chính sách thúc đẩy sản xuất, vốn đầu tư nước ngoài và đường lối đúng đắn của nhà nước. Trong
đó, GDP Việt Nam tăng 2,91%, tuy là mức tăng thấp nhất trong thập kỷ gần đây nhưng
trong bối cảnh dịch covid-19 diễn biến phức tạp, cơ quan thống kê đánh giá là thành công lớn, thuộc nhóm tăng trưởng kinh tế cao nhất thế giới.
Nguồn: Tác giả tổng hợp và tính toán từ Excel
Dựa trên số liệu thống kê mô tả, tỷ lệ lạm phát trung bình của Việt Nam đạt 7.23%
trong giai đoạn nghiên cứu. Trong đó, tỷ lệ lạm phát cao nhất đạt 23.12% trong năm 2008 và tỷ lệ lạm phát thấp nhất đạt 0.88% trong năm 2015.
ROA LOAN DEPOSIT LIQUIDIT
Y SIZE CAPITAL GDP INF ROA 1 LOAN -0.0961* 1 DEPOSIT -0.3447 *** 0.6193*** 1 LIQUIDIT Y 0.1989*** -0.6354*** -0.5610*** 1 SIZE -0.1212 ** 0.3363*** 0.4586*** -0.3318*** 1 CAPITAL 0.4238 -0.1561*** -0.3596*** 0.2127*** 0.6908***- 1 GDP -0.0788 -0.0006 0.0005 -0.0798 0.0169 -0.0727 1
được xem là mức tăng trưởng cao thứ 2 chỉ sau năm 2008 (đạt mức 23.12%). Nguyên nhân là do đầu tư đặc công khu vực doanh nghiệp nhà nước kém hiệu quả, sự phụ thuộc quá mức vào tín dụng của hệ thống tài chính yếu kém bị chi phối bởi NHNN. Từ nguyên nhân được nêu trên, trong năm tiếp theo, NHNN đã chủ động trong việc điều hành và sử dụng linh hoạt các công cụ chính sách tiền tệ cùng với sự phối hợp của các chính sách tài khóa, do đó lạm phát đã được kéo giảm còn 6.81% trong năm 2012 và tiếp tục giảm xuống mức 0.63% vào năm 2015. Đây được xem là sự thành công lớn trong việc giữ mức lạm phát ở mức ổn định thậm chí ở mức thấp hơn so với kế hoạch đề ra, đạt được nhiều thành công trong việc giữ vững kinh tế vĩ mô, thị trường ngoại hối, biến động tỷ giá,... Năm 2016, lạm phát tăng cao trở lại so với năm 2015 (đạt 3.24%) nhưng được xem là thấp hơn so với giai đoạn 2008 - 2013 và vẫn đáp ứng được mục tiêu giới hạn là 5%, nguyên nhân lạm phát tăng trong năm này là do Thông tư liên tich số 37 hiệu lực ngày 01/03/2016 khiến cho các mặt hàng y tế tăng 75.57% khiến cho giá dịch vụ y tế tăng lên kéo theo chỉ số CPI (chỉ số đo lường lạm phát) tăng 2.7% (Tổng cục thống kê, 2017). Năm 2017, tỷ lệ lạm phát tăng khoảng 0.28% so với năm 2016, đạt được mục tiêu Quốc hội đề ra là dưới 4%, khi đó Việt Nam có thêm một năm với nền kinh tế ổn định cùng với mức tăng trưởng kinh tế GDP cao nhất so với những năm vừa qua. Đây được xem là một thắng lợi to lớn cho Việt Nam. Năm 2018, tỷ lệ lạm phát quốc gia đạt mức 3.54%, hoàn thành chỉ tiêu dưới 4% theo yêu cầu Quốc hội đề ra nhưng lại cao hơn 0.02% so với năm 2017. Năm 2019 và 2020, lạm phát tại Việt Nam duy trì dưới mức 3% được xem là thấp nhất kể từ năm 2016.
43 (adsbygoogle = window.adsbygoogle || []).push({});
4.2 KIỂM ĐỊNH GIẢ THUYẾT HỒI QUY
4.2.1 Ma trận tương quan
INF 0.2514 *** -0.2920*** -0.4495*** 0.4477*** -0.3781*** 0.3640*** -0.0466 1 Biến VIF SIZE 2.20 LOAN 2.10 DEPOSIT 2.08 CAPITAL 2.04
****** đại diện cho mức nghĩa 10%, 5%, 1%
Nguồn: Tác giả tính toán và tổng hợp
Hệ số tương quan Pearson được tính toán để chỉ ra mức độ tương quan đơn tuyến tính giữa các biến độc lập nhằm phát hiện hiện tượng đa cộng tuyến ở các biến giải thích. Trong nghiên cứu này, tác giả chỉ nhấn mạnh mức ý nghĩa của các biến độc lập trong mô hình nghiên cứu. Nhìn chung đa số các biến đều có mức ý nghĩa 1% trừ biến CAPITAL.
4.2.2 Kiểm định đa cộng tuyến
LIQUIDITY 2.00
INF ^L45
GDP 1.02
ROA Hệ số hồi quy Độ lệch chuẩn Prob
LOAN 0.0074338 0.0036932 0.045 DEPOSIT -0.0212368 0.0038492 0.000 LIQUIDITY 0.0068311 0.0050481 0.177 SIZE 0.0027131 0.0003921 0.000 CAPITAL 0.0831337 0.0088209 0.000 GDP -0.0257266 0.0334168 0.442 INF 0.0059523 0.0066283 0.370 Hằng số -0.0392152 0.0083566 0.000 R2 = 0.3360 R2 hiệu chỉnh = 0.3224 Prob > F = 0.000 44
Nguồn: Tác giả tính toán và tổng hợp
Bảng 4.3 chỉ ra rằng chỉ số VIF giữa các biến luôn đạt mức dưới 3.0, điều đo cho thấy mô hình hồi quy không có hiện tượng đa cộng tuyến giữa các biến.
4.3 KẾT QUẢ ƯỚC LƯỢNG HỒI QUY
Ba mô hình Pooled OLS, FEM và REM sẽ lần lượt được hồi quy và chọn ra mô hình phù hợp nhất với mục tiêu nghiên cứu.
4.3.1 Ước lượng mô hình Pooled OLS
ROA Hệ số hồi quy Độ lệch chuẩn Prob LOAN 0.0177042 0.0042183 0.000 DEPOSIT -0.0290019 0.003924 0.000 LIQUIDITY 0.0150243 0.0053763 0.006 SIZE 0.0024252 0.000691 0.001 CAPITAL 0.068846 0.0087598 0.000 GDP -0.0256203 0.0285289 0.370 INF .0019624 0.0070852 0.782 Hằng số -0.0345937 0.0142925 0.016 R2 = 0.2991 Prob > F = 0.000
ROA Hệ số hồi quy Độ lệch chuẩn Prob
LOAN 0.0149302 0.0039413 0.000
DEPOSIT -0.0270806 0.0037873 0.000
LIQUIDITY 0.0130255 0.0051255 0.011
SIZE 0.0025103 0.0005191 0.000
tương đối khá (R2 = 33.60%) với ý nghĩa là các biến độc lập giải thích được 33.60% sự biến thiên của dữ liệu.
4.3.2 Ước lượng mô hình FEM
Bảng 4.5 Kết quả ước lượng FEM
Nguồn: Tác giả tính toán và tổng hợp
Kết quả ước lượng mô hình FEM cho thấy có 4 biến trong mô hình có mức ý nghĩa thống kê 1 % là LOAN, DEPOSIT, LIQUIDITY và CAPITAL. Bên cạnh đó, các biến không có ý nghĩa thống kê lần lượt là SIZE, GDP và INF. Hệ số R2 = 0.2991, điều đó cho thấy biến độc lập giải thích được 29.91% sự biến thiên của dữ liệu trong mô hình.
4.3.3 Ước lượng mô hình REM
CAPITAL 0.0720164 0.0084274 0.000 GDP -0.0257822 0.0287614 0.370 INF 0.0030098 0.0064128 0.639 Hằng số -0.0358284 0.0108776 0.001 R2 = 0.3243 Prob > F = 0.000 46 (adsbygoogle = window.adsbygoogle || []).push({});
ROA Hệ số hồi quy Độ lệch chuẩn Prob
LOAN 0.0179711 0.0041995 0.000
DEPOSIT 0.0290368 0.0037879 0.000
Nguồn: Tác giả tính toán và tổng hợp
Kết quả ước lượng mô hình REM cho thấy tất cả các biến vi mô đều có ý nghĩa thống kê 1% lần lượt là LOAN, DEPOSIT, LIQUIDITY, SIZE và CAPITAL. Hệ số R2 = 0.3243, điều đó cho thấy biến độc lập giải thích được 32.43% sự biến thiên của dữ liệu.
4.3.4 Kiểm định lựa chọn mô hình
4.3.4.1 Kiểm định lựa chọn mô hình Pooled OLS và REM
Để lựa chọn mô hình Pooled OLS hay REM, tác giả sử dụng kiểm định nhân tử Lagrangian, giả thuyết kiểm định nhân tử Lagrangian được mô tả như sau:
H0: phương sai giữa các đối tượng không thay đổi, mô hình Pooled OLS phù hợp
H1: phương sai giữa các đối tượng thay đổi, mô hình REM phù hợp
Dựa vào kết quả ước lượng ở phụ lục 3.2 có thể thấy rằng hệ số Prob > chibar2 là
0.000, điều đó cho thấy giả thuyết H1 được chấp nhận. Kết quả là mô hình REM phù hợp.
4.3.4.2 Kiểm định lựa chọn mô hình FEM và REM
Để lựa chọn mô hình FEM hay REM, tác giả sử dụng kiểm định Hausman, giả thuyết kiểm định Hausman được mô tả như sau:
H0: không có tương quan giữa sai số và biến giải thích, mô hình REM phù hợp H1: có sự tương quan giữa sai số và biến giải thích, mô hình FEM là phù hợp. Kết quả kiểm định Hausman ở phụ lục 3.1 cho thấy hệ số Prob > chi2 là 0.0001
4.3.4.3 Kiểm định F-test
Để lựa chọn mô hình hồi quy Pooled OLS và FEM, tác giả sử dụng kiểm định F Test, giả thuyết kiểm định được mô tả như sau:
H0: không có tương quan giữa sai số và biến giải thích, mô hình Pooled OLS là phù hợp
H1: có sự tương quan giữa sai số và biến giải thích, mô hình FEM là phù hợp. Kết quả kiểm định ở bảng 3.3 (phụ lục 3) cho thấy hệ số Prob>chibar2 = 0.000<0.01, do đó giả thuyết H1 được chấp nhận. Do đó mô hình FEM là phù hợp.
4.3.4.4 Kiểm định thừa biến mô hình nghiên cứu
Sau khi ước lượng mô hình Pooled OLS, FEM, REM, tác giả nhận thấy rằng hệ số hồi quy của các biến GDP và INF đều không có ý nghĩa thống kê ở mức 10%. Do đó tác giả quyết định sử dụng kiểm định Wald để kiểm tra sự cần thiết của các biến không có ý nghĩa thống kê trong mô hình. Giả thuyết kiểm định Wald như sau:
H0: biến GDP và INF là không cần thuyết H1: biến GDP và INF là cần thiết
Kết quả kiểm định Wald cho 3 mô hình Pooled OLS, FEM và REM ở phụ lục 4.4
- 4.6 cho thấy hệ số Prob > F đều lớn hơn mức ý nghĩa thống kê 10%, điều đó cho thấy giả thuyết H0 được chấp nhận. Kết quả là biến GDP và INF là không cần thiết trong mô hình nghiên cứu.
4.4 Mô hình nghiên cứu lựa chọn
Sau khi đã loại bỏ 2 biến không cần thiết ra khỏi mô hình nghiên cứu, tác giả quyết định ước lượng lại mô hình hồi quy với biến phụ thuộc là ROA. Kêt quả ước lượng
được thể hiện qua bảng dưới đây:
LIQUIDITY 0.01601 0.0052101 0.002 SIZE 0.0023727 0.0006088 0.000 CAPITAL 0.0697815 0.0086836 0.000 Hằng số -0.0354148 0.0122073 0.004 R2 = 0.3961 Prob > F = 0.000 48
ROA Hệ số hồi quy Độ lệch chuẩn Prob LOAN 0.0051702 0.0035263 0.143 DEPOSIT -0.0156798 0.0030847 0.000 LIQUIDITY 0.0101096 0.0039122 0.010 SIZE 0.0015412 0.0003959 0.000 CAPITAL 0.044152 0.0082581 0.000 Hằng số 0.0184572 0.0076892 0.016
Nguồn: Tác giả tính toán và tổng hợp (adsbygoogle = window.adsbygoogle || []).push({});
Kết quả ước lượng sau khi loại bỏ biến không cần thiết cho thấy tất cả các biến trong mô hình FEM đều có ý nghĩa thống kê ở mức 1%. Mô hình có thể rút gọn như sau:
ROA = -0.0354148 + 0.0179711*LOAN - 0.0290368*DEPOSIT + 0.01601 *LIQIDITY + 0.0023727 *SIZE + 0.0697815*CAPITAL
4.5 KIỂM ĐỊNH KHUYẾT TẬT MÔ HÌNH NGHIÊN CỨU
4.5.1 Kiểm định hiện tượng tự tương quan
Để kiểm định hiện tượng tự tương quan giữa các biến trong mô hình nghiên cứu, tác giả sử dụng kiểm định Wooldridge, giả thuyết kiểm định như sau:
H0: không có hiện tượng tự tương quan giữa các biến trong mô hình H1: có sự tương quan giữa các biến trong mô hình nghiên cứu
Kết quả kiểm định tự tương quan ở phụ lục 4.2 cho thấy hệ số Prob > F là 0.0142 < 0.05, điều đó cho thấy giả thuyết H1 được chấp nhận. Kết quả là mô hình có hiện tượng tự tương quan giữa các biến.
4.5.2 Kiểm định hiện tương phương sai sai số thay đổi
Để kiểm định hiện tượng phương sai sai số thay đổi giữa các biến trong mô hình nghiên cứu, tác giả sử dụng kiểm định Modified Wald, giả thuyết kiểm định như sau:
H0: không có hiện tương phương sai sai số thay đổi H1: có hiện tượng phương sai sai số thay đổi
Kết quả kiểm định hiện tượng phương sai sai số thay đổi ở phụ lục 4.3 cho thấy hệ số Prob > chi2 là 0.000 < 0.05, điều đó cho thấy giả thuyết H1 được chấp nhận. Kết