4.2.1. Kết quả ƣớc lƣợng
Kết quả hồi các yếu tố ảnh hƣởng đến lợi nhuận của 24 ngân hàng thƣơng mại đƣợc xác định theo ba phƣơng pháp hồi quy bao gồm POLS, FEM, REM đƣợc tổng hợp và trình bày ở bảng bên dƣới.
Bảng 4.4: Kết quả hồi quy ROE
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] [0.54] [0.45] 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 0.01 -0.01 0.00 [0.02] [0.01] [0.01] TTTD 0.00 0.00 0.00 [0.00] [0.00] [0.00] GGDP 0.84** 0.88* 0.84** [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 0.57 Mức ý nghĩa 1%, 5%, 10% đƣợc ký hiệu lần lƣợt là “*”, “**”, “***” Nguồn: Trích từ phần 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 trƣờng 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 (nhƣ 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 lƣợng biến độc lập có ý nghĩa thống kê tác động đến biến phụ thuộc ROE (7 biến) và hệ số R-squared cũng tƣơng tự nhƣ POLS (khoảng 57%).
4.2.2. Lựa chọn mô hình
Bảng 4.5: Kiểm định pool test ROE
Effects Test Prob.
Cross-section F 0.00
Cross-section Chi-square 0.00
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. Kết quả cho thấy giá trị p-value nhỏ hơn 1%. Nghĩa là giả thuyết H0 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.
Bảng 4.6: Kết quả kiểm định Hausman ROE
Test Summary Chi-Sq. Statistic Prob
Cross-section random 0.000 1.000
Nguồn: Trích từ phần mềm Eviews Kết quả kiểm định của bảng 4.6 cho kết quả p-value nhận đƣợc là 1 nhƣng
giá trị thống kê Chi-squared lại bằng 0 nghĩa là kiểm định này không hợp lệ nên giá trị Chi- squared đƣợc tính bằng 0. Nghĩa là về mặt giả thuyết thì kiểm định chƣa 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 lƣu 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 tƣơng quan giữa hệ số hồi quy chung và phần dƣ khiến cho giả định trở nên nghiêm ngặt hơn để hệ số đạt đƣợc tính chất nhất quán và không chệch. Với giả định FE1 thì giả định cho phép tƣơng quan giữa hệ số hồi quy chung và phần dƣ, trong các mô hình kinh tế lƣợng thì điều này có nghĩa là các yếu tố kinh tế khác không quan sát đƣợc phép tƣơng quan với phần dƣ của mô hình và đây là điều thƣờng xuyên xảy ra trong các mô hình định lƣợng vì vấn đề biến bị xót. Tuy nhiên với phƣơng pháp tác động cố định thì hệ số ƣớc lƣợng vẫn là ƣớc lƣợng nhất quán và không thiên chệch (còn đối REM thì không nếu thiếu giả định RE1b). Với giả định RE3 thì ƣớc lƣợng RE sẽ trở nên hiệu quả hơn FE và cũng giúp cho việc tính toán trở nên dễ dàng hơn. Nhƣng phải nhấn mạnh rằng giả định RE.3 là một giả định hỗ trợ chuẩn (đƣợc xem là rất nghiêm ngặt) và nó không đƣợc 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 dƣ thƣờng có phƣơng sai không đồng nhất hoặc tự tƣơng quan. Ngoài ra, khác biệt giữa mô hình FE
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 đƣợc của từng đơn vị chéo cho kết quả chuỗi tác động trên dừng thì giá trị của ― c
i ‖ 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 hình4.2.3.1. Kiểm định tự tƣơng quan 4.2.3.1. Kiểm định tự tƣơng quan
Từ giả định FE3, ta suy ra rằng không có tƣơng quan chuỗi giữa các phần dƣ, nghĩa là trong cùng một đơn vị chéo các phần dƣ sẽ không tƣơng quan với nhau tại bất kỳ thời điểm nào. Trong phạm vi của khóa luận, khoảng thời gian ƣớc lƣợng là từ 2007- 2019 là nhỏ để cho thấy ảnh hƣởng của tƣơng quan chuỗi nhƣng với số lƣợng đơn vị chéo là 24 (N gần gấp đôi T) thì mô hình có thể xuất hiện tự tƣơng quan. Tự tƣơng quan giữa các đơn vị chéo mặc dù không gây ảnh hƣởng đến tính nhất quán và không thiên chệch (nếu có) của hệ số nhƣng sẽ khiến chúng trở nên không hiệu quả và ảnh hƣởng đến thống kê t và F (khiến chúng không đƣợc áp dụng một cách chính xác). Để kiểm tra mô hình FE có tự tƣơng quan hay không, khóa luận áp dụng kiểm định Pesaran CD (phù hợp với số lƣợng đơn vị chéo nhỏ) với H0 là không có tự tƣơng quan giữa các phần dƣ.
Bảng 4.7: Kiểm định Pesaran ROE
Test Statistic Prob.
Pesaran CD 0.82 0.41
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 đƣợc chấp nhận nghĩa là không có sự tự tƣơng quan giữa các phần dƣ.
4.2.3.2. Kiểm định phƣơng sai thay đổi
Giả thuyết FE3 và FE1 cho thấy phƣơng 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 thƣờng 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) nhƣng sẽ khiến mô hình mô hình trở nên kém hiệu quả với mô (adsbygoogle = window.adsbygoogle || []).push({});
hình có sai số chuẩn lớn nên khóa luận thực hiện kiểm định kiểm định phƣơng sai thay
Likelihood Ratio với mô hình dữ liệu bảng với H0 là không có sự thay đổi trong phƣơng sai của phần dƣ.
Bảng 4.8: Kiểm định phƣơng sai thay đổi ROE Value Probability
Likelihood ratio 61.58 0.00
Nguồn: Trích từ phần mềm Eviews
Kết 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 phƣơng sai thay đổi.
4.2.3.3. Khắc phục khuyết tật của mô hình
Để khắc phục khuyết tật phƣơng sai thay đổi của mô hình thì khóa luận đặt thêm giả thuyết phƣơng sai thay đổi trong cách tính hệ số hồi quy và xấp xĩ phƣơng sai của mô hình. Cụ thể, khóa luận áp dụng phƣơng pháp GLS để tính toán ma trận trọng số (gọi là cross-section weight) và ƣớc lƣợng phƣơng sai vững để tính toán hiệp phƣơng sai của mô hình (White diagonal) sau đó sẽ kiểm tra lại phƣơng sai thay đổi của phần dƣ. Bảng 4.9, cho thấy kết quả sai số chuẩn của các hệ số đã đƣợc cải thiện tuy nhiên mô hình vẫn tồn tại phƣơng sai đổi của phần dƣ (xét trong trƣờng hợp chỉ có một sự thay đổi so với mô hình FE gốc là hiệp phƣơng sai đƣợc tính toán theo White diagonal).
Bảng 4.9: Kết quả hồi quy khắc phục ROE
Variable Coefficient Prob.
C -17.80 [11] 0.1068 SIZE 2.38 [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 -0.01 0.7126
[0.02] TTTD 0.00 [0] 0.8997 GGDP 0.66 [0.29] 0.0257 CPI 0.21 [0.04] 0.0000 CRISIS 1.80 [0.78] 0.0209 R-squared 0.77 Nguồn: Trích từ phần mềm Eviews
4.3. Kết quả ƣớc lƣợng và kiểm định mô hình hồi quy ROA4.3.1. Kết quả ƣớc lƣợng 4.3.1. Kết quả ƣớc lƣợng
Kết quả hồi các yếu tố ảnh hƣởng đến lợi nhuận của 24 ngân hàng thƣơng mại đƣợc xác định theo ba phƣơng pháp hồi quy bao gồm POLS, FEM, REM đƣợc tổng hợp và trình bày ở bảng bên dƣới
Bảng 4.10: Kết quả hồi quy ROA
POLS FEM REM
Variable Coefficient C 2.09* -0.74 0.96 [0.80] [1.08] [0.91] SIZE 0.02 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* [0.00] [0.00] [0.00]
HHIDR 0.00 0.00* 0.00** [0.00] [0.00] [0.00] TTTD 0.00 0.00 0.00 [0.00] [0.00] [0.00] GGDP 0.04 0.04 0.03 [0.04] [0.03] [0.03] CPI 0.00 0.01*** 0.00 [0.00] [0.00] [0.00] CRISIS 0.08 0.11 0.07 [0.09] [0.08] [0.07] R-squared 0.65 0.77 0.69 Mức ý nghĩa 1%, 5%, 10% đƣợc ký hiệu lần lƣợt là “*”, “**”, “***” Nguồn: Trích từ phần mềm Eviews
Theo bảng kết quả hồi quy 4.10, kết quả hồi quy theo POLS cho thấy có 3 biến độc lập bao gồm EQ, DPRR, CIR và hệ số hồi quy chung (không thay đổi theo thời gian và đơn vị chéo) 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 6 độc lập còn lại là SIZE, HHIDR, TTTD, GDP, CPI, CRISIS 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 65%.
Đối với kết quả hồi quy theo FEM thì kết quả cho thấy 6 biến độc lập bao gồm SIZE, EQ, DPRR, CIR, HHIDR, CPI, CRISIS 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 ba biến độc lập còn lại là GDP, TTTD, CRISIS không cho thấy ý nghĩa thống kê. Hệ số R-squared cho thấy mức độ giải thích cao hơn POLS (77%).
Đối với kết quả hồi quy theo REM thì kết quả cho thấy có 5 biến độc lập bao gồm SIZE, EQ, DPRR, CIR, HHIDR 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 bốn biến độc lập còn lại là
GDP, TTTD, CRISIS, CPI không cho thấy ý nghĩa thống kê. Hệ số R-squared cho thấy mức độ giải thích của biến độc lập đối với biến phụ thuộc là khoảng 69%.
4.3.2 Lựa chọn mô hình
Thực hiện hai kiểm định Pooled test và Hausman nhƣ trên ta đƣợc kết quả lần lƣợt là:
Bảng 4.11: Kết quả kiểm định pool test ROA Effects Test Prob.
Cross-section F 0.00 Cross-section Chi-square 0.00
Nguồn: Trích từ phần mềm Eviews
Bảng 4.12: Kết quả kiểm định Hausman ROA Test Summary Chi-Sq.
Statistic
Prob. (adsbygoogle = window.adsbygoogle || []).push({});
Cross-section random 0.00 1.00
Nguồn: Trích từ phần mềm Eviews
Kết quả kiểm định nhận tƣơng tự đối với hồi quy với biến phụ thuộc ROE. Từ đó ta kết luận, mô hình tác động cố định (FEM) phù hợp hơn so với mô hình ƣớc lƣợng ngẫu nhiên (REM).
4.3.3 Kiểm định khuyết tật và mô hình khắc phục
Lần lƣợt thực hiện kiểm định tự tƣơng quan và phƣơng sai thay đổi Likelihood Ratio nhƣ trên ta đƣợc:
Bảng 4.13: Kết quả kiểm định Peasaran ROA
Test Statistic Prob.
Pesaran CD 0.64562 0.5185
Bảng 4.14: Kết quả kiểm định phƣơng sai thay đổi ROA
Value Probability
Likelihood ratio 114.8134 0.00
Nguồn: Trích từ phần mềm Eviews
Kết quả nhận đƣợc giống với mô hình FE của biến phụ thuộc ROE, nghĩa là mô hình không có tự tƣơng quan và tồn tại phƣơng sai thay đổi ở phần dƣ của mô hình.
Mô hình FE khắc phục với Cross-section weight và White diagonal. Và cũng giống nhƣ ROE tuy sai số chuẩn đƣợc cải thiện nhƣng mô hình vẫn tồn tại phƣơng sai thay đổi.
Bảng 4.15: Kết quả hồi quy khắc phục ROA
Variable Coefficient Prob.
C -0.23 [0.93] 0.8062 SIZE 0.16 [0.05] 0.0004 EQ 0.04 [0.01] 0.0000 DPRR -0.24 [0.03] 0.0000 CIR -0.04 [0.00] 0.0000 HHIDR 0.00 [0.00] 0.0010 TTTD 0.00 [0.00] 0.2313 GGDP 0.02 [0.02] 0.2251 CPI 0.01 [0.00] 0.0691
CRISIS 0.06 [0.05]
0.2235
R-squared 0.84
Nguồn: Trích từ phần mềm Eviews
4.4 Thảo luận kết quả của mô hình
Sau khi thực hiện ƣớc lƣợng, lựa chọn và kiểm định cũng nhƣ khắc phục các khuyết tật của mô hình, khóa luận sẽ mô tả rõ hơn về các kết quả đạt đƣợc thông qua các biến độc lập có ý nghĩa thống kê.
● Quy mô ngân hàng (SIZE)
Khác với kỳ vọng của khóa luận, biến quy mô ngân hàng cho kết quả tác động cùng chiều với biến phụ thuộc (ROE và ROA) đi kèm với mức độ thống kê rất đáng tin cậy ở hầu hết các mô hình (ngoại trừ POLS đối với ROA). Bên cạnh đó có sự khác biệt đáng kể giữa tác động của quy mô ngân hàng lên hiệu quả hoạt động ngân hàng đƣợc thể hiện qua hai chỉ số ROA và ROE. Dựa trên mô hình FE ta thấy với một đơn vị gia tăng của biến độc lập thì trung bình ROE tăng trƣởng 2.48% trong một năm nếu các yếu tố khác không đổi nhƣng ngƣợc lại đối với ROA thì chỉ là tăng trƣởng trung bình 0.19% nếu so sánh dựa trên tỷ lệ trung bình ROE và ROA của tất cả các ngân hàng trong toàn bộ thời gian nghiên cứu lần lƣợt là 10.68 lần (10.68%, 1% lần lƣợt đối với ROE và ROA). Điều này cho thấy sự phân hóa từ tác động của quy mô đến hiệu quả hoạt động là khác nhau đối với các ngân hàng đặc biệt là nhóm ngân hàng thƣơng mại nhà nƣớc và ngân hàng thƣơng mại tƣ nhân. ● Tỷ lệ vốn chủ sở hữu (EQ)
Biến EQ cho thấy ý nghĩa thống kê trong cả ba mô hình đối với cả hai biến phụ thuộc ROE và ROA. Nhƣng kết quả thể hiện tác động khác nhau đối với mỗi biến phụ thuộc. Đối với biến phụ thuộc ROE, cả ba mô hình cho kết quả biến EQ tác động ngƣợc chiều, nghĩa là khi tỷ lệ vốn chủ sở hữu gia tăng 1% thì trung bình hiệu quả hoạt động giảm 0.19% (đối với mô hình FE). Đối với biến phụ thuộc ROA, cả ba mô hình cho kết quả biến EQ tác động cùng chiều, nghĩa là khi tỷ lệ vốn chủ sở hữu gia tăng 1% thì trung bình hiệu quả hoạt động tăng 0.05%. Tác động trái ngƣợc
này có thể đƣợc giải thích nhƣ sau trong khoảng thời gian từ khoảng thời gian từ 2009-2013, tốc độ tăng trƣởng của vốn chủ sở hữu hầu nhƣ luôn nhanh hơn tăng trƣởng của tổng tài sản tuy nhiên việc tăng trƣởng này không đem lại hiệu quả hoạt động tốt trong cùng thời gian (ROE giảm dần qua từng năm). Lý do cho việc này là vì tốc độ tăng trƣởng tín dụng quá nóng của những năm trƣớc nhƣng mức độ dự phòng rủi ro không đảm bảo khiến nợ xấu đƣợc sinh ra và tích lũy qua các năm (đặc biệt là sau năm 2011 và giải quyết nợ xấu kéo dài cho đến năm 2016) nên việc gia tăng vốn chủ sở hữu lúc này không có tác động mở rộng quy mô cho vay của ngân hàng qua đó gia tăng lợi nhuận mà là nhằm bù đắp vào các rủi ro mà ngân hàng đã tích lũy. Bên cạnh đó, tác động ngƣợc chiều mang tính chất tích cực của ROE và EQ cho thấy rõ ràng ở hai năm đầu của giai đoạn hồi phục 2016-2017 khi tốc độ tăng trƣởng của tổng tài sản đƣợc khuếch đại nhờ tăng trƣởng vốn chủ sở hữu và từ đó giúp cải thiện chỉ số ROE.