TMCP Sài Gòn Công Thương vào năm 2010, giá trị thấp nhất là 0.01% của ngân hàng TMCP Bản Việt vào năm 2016 do tài sản cũng như quy mô của ngân hàng đang
có xu hướng tăng.
Tương tự, tỷ lệ thu nhập trên vốn chủ sở hữu (ROE) của 31 NHTM tại Việt Nam từ năm 2009 -2019 có giá trị trung bình là 8.9%, vẫn còn rất thấp nếu so với chuẩn mực đánh giá năng lực tài chính của Moody’s, chỉ số ROE nằm ở ngưỡng từ 12% -15% là chấp nhận được, độ lệch chuẩn là 6.4%, có giá trị cao nhất là 26.8% của
ngân hàng TMCP Á Châu vào năm 2011, giá trị thấp nhất là 0.07% của ngân hàng TMCP Quốc Dân vào năm 2012 cho thấy hoạt động kinh doanh của ngân hàng không
những không hiệu quả mà lợi nhuận sau thuế ở mức âm (thua lỗ). Có thể thấy rằng, lợi nhuận của các ngân hàng tương đối ít biến động dựa vào giá trị độ lệch chuẩn của hai đại diện (ROA, ROE) lần lượt là 0.6% và 6.4%. Hàm ý rằng các ngân hàng đang cố gắng không để cho lợi nhuận của ngân hàng không quá biến động để tạo ổn định tình hình hoạt động kinh doanh của ngân hàng.
Quy mô ngân hàng (QM) của 31 NHTM tại Việt Nam từ năm 2009 -2019 có giá trị trung bình là 7.939, độ lệch chuẩn là 50.6%, điều này cho thấy có sự khác biệt lớn về quy mô vốn giữa các NHTM được nghiên cứu có giá trị cao nhất là 9.173 của ngân hàng TMCP Đầu tư và Phát triển Việt Nam vào năm 2019, giá trị thấp nhất là 6.522 của ngân hàng TMCP Bản Việt vào năm 2009. Biến Quy mô của các NHTM Nhà nước như BID, CTG, VCB có giá trị cao hơn rất nhiều so với các ngân hàng còn
lại do các ngân hàng này được Nhà nước góp vốn để đi vào hoạt động ngoài ra tổng tài sản còn được tích lũy qua thời gian hoạt động dài.
Chi phí trên doanh thu (CP_DT) của 31 NHTM tại Việt Nam từ năm 2009 - 2019 có giá trị trung bình là 61.1%, cho thấy với 61.1 đồng chi phí sẽ tạo ra được 100
đồng thu nhập cho ngân hàng, nhìn chung các NHTM đảm bảo có lợi nhuận trong hoạt động qua các năm trong giai đoạn nghiên cứu, độ lệch chuẩn là 11.8%, có giá trị
cao nhất là 120.2% của ngân hàng TMCP Bản Việt vào năm 2013, giá trị thấp nhất là 34.04% của ngân hàng TMCP Kỹ Thương Việt Nam vào năm 2017. Mức tỷ lệ này
ROA ROE QM CP_DT SH_T S CV_T S NL_TS CR3 GDP LP M2 ROA 1 ROE 0.775 1
cho thấy hiệu quả hoạt động của các ngân hàng có sự chênh lệch rõ rệt, ngân hàng nào có tỷ lệ càng nhỏ thì ngân hàng đó càng hoạt động hiệu quả.
Vốn (SH_TS) của 31 NHTM tại Việt Nam từ năm 2009 - 2019 có giá trị trung bình là 9.72%, cho thấy vốn chủ sở hữu chiếm tỷ trọng nhỏ trong cơ cấu nguồn vốn của ngân hàng nên tiềm ẩn rủi ro cao khi các NHTM sử dụng nguồn vốn mang đi thực hiện các dự án hay đầu tư không hợp lý, độ lệch chuẩn là 4.5% cho thấy các ngân hàng có vốn chủ sở hữu không tương đồng với nhau. Có giá trị cao nhất là 33.24%
của ngân hàng TMCP Bản Việt vào năm 2009, giá trị thấp nhất là 2.93% của ngân hàng TMCP Sài Gòn vào năm 2019.
Cho vay trên tài sản (CV_TS) của 31 NHTM tại Việt Nam từ năm 2009 - 2019 có giá trị trung bình là 56.73%, độ lệch chuẩn là 12.24%, có giá trị cao nhất là 82.98% của ngân hàng TMCP Đầu Tư và Phát Triển Việt Nam vào năm 2011, giá trị thấp nhất là 19.50% của ngân hàng TMCP Đông Nam Á vào năm 2011. Như vậy bình quân giai đoạn 2009 - 2019 có hơn một nửa tổng tài sản của ngân hàng dùng vào việc cho vay và cho vay là nguồn chính tạo ra thu nhập cho ngân hàng. Điều đó khẳng định các NHTM Việt Nam có mức độ phụ thuộc cao vào hoạt động tín dụng và chất lượng tài sản ngân hàng chủ yếu phụ thuộc chất lượng các khoản cho vay.
Thu nhập ngoài lãi trên tổng tài sản (NL_TS) của 31 NHTM tại Việt Nam từ năm 2009 - 2019 có giá trị trung bình là 4.02%, độ lệch chuẩn là 1.66%, có giá trị cao nhất là 12.32% của ngân hàng TMCP Việt Nam Thịnh Vượng vào năm 2018, giá trị thấp nhất là 0.89% của ngân hàng TMCP Đại Chúng Việt Nam vào năm 2013.
Mức độ tập trung tài sản nghành (CR3) của 31 NHTM tại Việt Nam từ năm 2009 - 2019 có giá trị trung bình là 43.12%, độ lệch chuẩn là 1.70%, có giá trị cao nhất là 45.29% vào năm 2017, giá trị thấp nhất là 40.46% vào năm 2011.
Các chỉ tiêu tăng trưởng kinh tế tốc độ tăng trưởng GDP (GDP) và tốc độ tăng trưởng lạm phát (LP) của Việt Nam từ năm 2009 - 2019 lần lượt có giá trị trung bình 6.22% và 6.07% Việt Nam thuộc nhóm kinh tế các nước đang phát triển nên
tốc độ tăng trưởng kinh tế trung bình luôn ở mức cao và do đó lạm phát cũng không thể thấp.
Tốc độ tăng trưởng cung tiền M2 (M2) của Việt Nam từ năm 2009 - 2019 có giá trị trung bình là 18.65%, độ lệch chuẩn là 4.72%, có giá trị cao nhất là 33.3% vào năm 2010, giá trị thấp nhất là 12.1% vào năm 2011 do NHNN thực hiện chính sách tiền tệ nới lỏng trong năm 2010 và chính sách tiền tệ thắt chặt trong 2011.
4.2 PHÂN TÍCH TƯƠNG QUAN.
Để xác định mối quan hệ giữa các biến trong mô hình, đề tài sử dụng phân tích hệ số tương quan nhằm đo lường mức độ tương quan giữa các biến độc lập và biến phụ thuộc với nhau. Hệ số tương quan (r) là một chỉ số thống kê phản ánh mức độ quan hệ tuyến tính giữa các biến. Hệ số này biến thiên từ -1 đến + 1. Hệ số tương quan dương phản ánh mối quan hệ tương quan thuận chiều giữa biến phụ thuộc và biển độc lập, ngược lại hệ số tương quan âm phản ánh mối quan hệ tương quan nghịch chiều giữa biến phụ thuộc và biến độc lập. Đồng thời, hệ số tương quan cho thấy dấu hiệu của sự xuất hiện hiện tượng đa cộng tuyến (nếu r > 0.8). Theo Hoàng Trọng và Chu Nguyễn Mộng Ngọc (2008), mối quan hệ tuyến tính giữa các biến có thể được ước lượng thông qua giá trị hệ số tương quan như sau: r> 0: Hai biến số có mối quan hệ cùng chiều, r < 0: Hai biến số có mối quan hệ ngược chiều; r = 0: Hai biến số không có mối quan hệ tuyến tính. |r| =1: Tương quan tuyến tính tuyệt đối; |r| >0.8: Tương quan tuyến tính rất mạnh; |r| = 0.6 -0.8: Tương quan tuyến tính mạnh; |r| = 0.4 -0.6: Có tương quan tuyến tính; |r| = 0.2 -0.4: Tương quan tuyến tính yếu; |r| < 0.2: Tương quan tuyến tính rất yếu hoặc không có tương quan tuyến tính. Kết quả ma trận hệ số tương quan bằng Stata như sau:
Bảng 4.2: Ma trận hệ số tương quan giữa các biến trong mô hình nghiên cứu.
QM -0.035 0.387 1 CP_DT -0.668 -0.638 -0.179 1 SH_TS 0.361 -0.185 -0.696 - 0.172 1 CV_TS 0.037 0.108 0.260 - 0.239 -0.088 1 NL_TS 0.768 0.593 0.094 - 0.706 0.320 0.249 1 CR3 -0.178 -0.069 0.167 - 0.214 -0.211 0.290 -0.044 1 GDP -0.052 0.101 0.314 - 0.127 -0.308 0.180 0.021 0.359 1 LP 0.332 0.207 -0.251 0.122 0.260 -0.326 0.110 -0.763 -0.385 1 M2 0.228 0.127 -0.294 - 0.167 0.220 -0.184 0.006 -0.146 -0.395 0.085 1
Biến VIF 1/VIF
SH_TS 29 0.345 QM 2.85 0.350 LP 2.78 0.359 CR3 2.72 0.367 CP_DT 2.72 0.368 NL_TS 2.65 0.377
(Nguồn: Kết quả phân tích từ phần mềm STATA)
Kết quả tại bảng 4.2 cho thấy giá trị tuyệt đối của hệ số tương quan giữa các biển độc lập đều nhỏ hơn 0.8 do vậy có thể kết luận rằng các biến độc lập không có tương quan mạnh với nhau.
4.3 KIỂM TRA ĐA CỘNG TUYẾN.
Hệ số phóng đại VIF cho biết liệu một biến có mối quan hệ đa cộng tuyến nghiêm trọng với các biến khác không. Nếu VIF của một biến nào đó vượt quá 10, biến đó được xem là có tương quan mạnh, giá trị VIF càng lớn thì vấn đề cộng tuyến càng cao. Và theo kết quả ở bảng 4.3, cho thấy hệ số phóng đại phương sai đều nhỏ hơn 10. Theo Gujarati và Porter (2004) nên có thể kết luận mô hình xảy ra hiện tượng đa cộng tuyến không nghiêm trọng.
M2 1.51 0.66 1 GDP 15 0.66 5 CV_TS 13 0.77 2 Trung bình VIF 2.3 3 ROA
Phương pháp OLS FEM REM
QM 0.0005 0.00837*** 0.00135* [0.82] [561] [1.71] CP_DT -0.0148*** -0.0155*** -0.0136*** [-6.03] [-5.28] [-5.02] SH_TS 0.0120* 0.0174** õõĩ [1.81] [2.38] [1.43] CV_TS -0.002 -0.0036 -0.00311 [-1.51] [-1.61] [-1.59] NL_TS 0.192*** 0.228*** 0.223***
(Nguồn: Kết quả phân tích từ phần mềm STATA)
Sau khi phân tích thống kê mô tả để có cái nhìn khái quát về dữ liệu nghiên cứu, phân tích tương quan và kiểm tra hiện tượng đa cộng tuyển giữa các biển trong mô hình, với sự hỗ trợ của phần mềm Stata tác giả sẽ hồi quy mô hình theo 3 phương
pháp Pooled-OLS, FEM, REM. Sau đó dùng kiểm định để tìm ra mô hình phù hợp nhất.
4.4 KẾT QUẢ ƯỚC LƯỢNG VÀ KIỂM ĐỊNH MÔ HÌNH HỒI QUYROA. ROA.
4.4.1 Ket quả hồi quy
Ket quả hồi quy mô hình ROA bằng ba phương pháp OLS, FRM, REM được tổng hợp bằng bảng kết quả sau.
[11.10] [11.55] [11.96] CR3 0.0294* 0.0541*** 0.0333** [1.72] [341] [2.10] GDP 0.110*** -0.0012 0.0927*** [3.24] [-0.04] [2.93] LP 0.0490*** 0.0667*** 0.0501*** [7.87] [10.08] [8.44] M2 0.0188*** 0.0338*** 0.0215*** [5.40] [8.60] [6.36] _cons -0.0201* -0.0912*** -0.0296** [-1.79] [-5.49] [-2.45] "N 322 322 322 R-sq 0.752 0.766
Breusch-Pagan / Cook- Weisberg test for heteroscedasticity
HO: Constant variance
Chi2(1) 69.39
Prob > chi2 0.000
Ghi chú: *, **, ***: có mức ý nghĩa thống kê tương ứng 10%, 5%, 1% Các giá trị trong dấu [] thể hiện sai số
(Nguồn: Kết quả phân tích từ phần mềm STATA)
Kết quả hồi quy theo Pooled OLS thể hiện tại bảng 4.4 cho thấy hệ số R2 là 0.752, điều này hàm ý rằng các biến độc lập đưa vào mô hình giải thích được 75.2% sự thay đổi của biến phụ thuộc ROA. Trong đó các biến độc lập QM, CV_TS không có ý nghĩa thống kê trong mô hình. Biến độc lập CP_DT, NL_TS, GDP, LP, M2 có ý nghĩa thống kê với hệ số P-value ≤ 1% (độ tin cậy 99%), biến SH_TS, CR3 với mức
ý nghĩa 10%.
Kết quả hồi quy theo mô hình REM được thể hiện trong bảng 4.4 cho thấy các biến độc lập SH_TS, CV_TS không có ý nghĩa thống kê trong mô hình. Biến độc lập CP_DT, NL_TS, GDP, LP, M2 có ý nghĩa thống kê với hệ số P-value ≤1% (độ tin cậy 99%), biến CR3 với mức ý nghĩa 5% và QM với mức ý nghĩa 10%.
4.4.2 Lựa chọn mô hình.
So sánh giữa mô hình REM và Pooled - OLS.
Thự hiện kiểm định LM của Breusch-Pagan để lựa chọn giữa mô hình REM và mô hình Pooled OLS, với giả thuyết đặt ra như sau:
HO: var (ai) = 0: Phương sai của các sai số ngẫu nhiên ai = 0
HI: var (ai) ≠ 0: Phương sai của các sai số ngẫu nhiên ai ≠ 0 Ta được kết quả kiểm định như sau
Ho: difference in coefficients not systematic
chi2(9)= 69.62
Prob>chi2 = 0.0000
Chi2 (31) = Prob>chi2 Kết quả (so với mức ý
nghĩa 5%) Khuyết tật
318.83 0.0000 Bác bỏ giả thiết H0 Phương sai sai số thay đổi
(Nguồn: Kết quả phân tích từ phẩn mềm STATA)
Dựa trên kết quả bảng 4.5 ta có thể thấy hệ số P-value của kiểm định là 0.0000 < 5%, vì vậy ta có thể bác bỏ HO và chấp nhận giả thuyết H1, có nghĩa là đối với mô hình hồi quy REM và Pooled - OLS của biến phụ thuộc là ROA thì mô hình REM phù hợp hơn. Ta sẽ tiến hành so sánh mô hình REM với mô hình FEM để chọn mô hình phù hợp.
So sánh giữa mô hình FEM và REM
Thực hiện kiểmđịnh Hausman để tìm mô hình hồi quy thích hợp giữa mô hình phân tích hồi quy FEM và mô hình phân tích hồi quy REM. Với giả thuyết:
H0: Mô hình REM phù hợp H1: Mô hình FEM phù hợp
Ta được kết quả kiểm định như sau
Bảng 4.6: Kết quả kiểm định Hausman với biến phụ thuộc ROA.
(Nguồn: Kết quả phân tích từ phẩn mềm STATA)
Dựa trên kết quả bảng 4.6 ta có thể thấy hệ số P-value của kiểm định Hausman là 0.0000 < 5%, vì vậy ta có thể bác bỏ H0 và chấp nhận giả thuyết H1 có nghĩa là đối với mô hình hồi quy FEM và REM của biến phụ thuộc là ROA thì mô hình FEM là phù hợp nhất.
4.4.3 Kiểm định các khuyết tật của mô hìnhKiểm định phương sai sai số thay đổi. Kiểm định phương sai sai số thay đổi.
Thực hiện Kiểm định phương sai sai số thay đổi bằng kiểm định Wald với giả thuyết:
H0: Không có hiện tượng phương sai sai số thay đổi H1: Có hiện tượng phương sai sai số thay đổi
Nếu p-value ≤ α (α = 0.05) chấp nhận giả thuyết H1, bác bỏ già thuyết H0. Kết quả phân tích như sau:
Bảng 4.7: Kiểm định phương sai sai số thay đổi của mô hình với biến phụ thuộc là ROA.
F(1,30) Prob > F Kết quả (so với mức ý nghĩa
5%)
Khuyết tật
22.919 0.0000 Bác bỏ giả thiết H0 Có hiện tượng tự tương quan giữa các phần dư.
Kết quả kiểm định phương sai sai số thay đổi cho thấy P = 0.0000 <0.05 nên mô hình phân tích hồi quy có hiện tượng phương sai sai số thay đổi.
Kiểm định tự tương quan giữa các phần dư
Kiểm định tự tương quan các phần dư trong mô hình hồi quy bằng kiểm định Wooldridge nhằm tìm giải pháp tối ưu khắc phục sai phạm mô hình bằng cấu trúc lệnh Xtserial với giả thiết:
H0: Không có hiện tượng tự tương quan trong mô hình H1: Có hiện tượng tự tương quan trong mô hình. Với kết quả phân tích như sau:
Bảng 4.8: Kiểm định tự tương quan giữa các phần dư với mô hình có biến độc lập là ROA.
Các biến Hệ hồi quy Sai số chuẩn P- value QM 0.000 0.000 0.337 CP_DT -0.017 0.002 0 SH_TS 0.014 0.005 0.004 CV_TS -0.003 0.001 0.009 NL_TS 0.170 0.012 0 CR3 0.021 0.012 0.066 GDP 0.080 0.023 0.001 LP 0.041 0.004 0 M2 0.014 0.002 0 _cons -0.010 0.008 0.194 ROE
OLS FEM REM
QM 0.0153** 0.0871*** 0.0257*** [2.42] [5.33] [2.95] CP_DT -0.226*** -0.205*** -0.202***
(Nguồn: Kết quả phân tích từ phẩn mềm STATA)
Kết quả kiểm định tự tương quan phần dư cho thấy Prob = 0.0000 <0.05 nên mô hình có hiện tượng tự tương quan phần dư.
4.4.4 Khắc phục khuyết tật của mô hình
Mô hình xuất hiện phương sai sai số thay đổi và hiện tượng tự tương quan. Chính vì thế để khắc phục khuyết tật của mô hình FEM với biến độc lập là ROA, trong luận văn này, tác giả sử dụng phương pháp bình phương nhỏ nhất tổng quát (General Least Square -FGLS) để sửa chữa những khuyết tật này nhằm đưa ra mô hình thể hiện rõ nhất các yếu tố ảnh hưởng đến hiệu quả hoạt động của ngân hàng NHTM Việt Nam. Kết quả cụ thể như sau:
Bảng 4.9: Ket quả phân tích hồi quy FGLS đối với mô hình ROA.
(Nguồn: Kết quả phân tích từ phẩn mềm STATA)
Từ kết quả nghiên cứu phương trình hồi quy được viết như sau:
ROA = -0.010 -0.017 CP_DT +0.014 SH_TS -0.003 CV_TS +0.170 NL_TS +0.021 CR3 +0.080 GDP +0.041 LP +0.014 M2.
4.5 KẾT QUẢ ƯỚC LƯỢNG VÀ KIỂM ĐỊNH MÔ HÌNH HỒI QUYROE. ROE.
4.5.1 Ket quả hồi quy.
Kết quả hồi quy mô hình với biến ROE bằng ba phương pháp OLS, DEM, REM được tổng hợp bằng bảng kết quả như sau.
[-8.53] [-6.38] [-6.91] SH_TS -0.566*** -0.480*** -0.566*** [-7.89] [-6.00] [-7.60] CV_TS -0.00923 0.00436 -0.00305 [-0.52] [0.18] [-0.14] NL_TS 1.426*** 1.543*** 1.598*** [7.67] [7.13] [7.95] CR3 0.278 0.553*** 0.346** [1.51] [3.18] [2.03] GDP 0.902** 0.0525 0.792** [2.47] [0.14] [2.34] TP 0.568*** 0.758*** 0.598*** [8.47] [10.46] [9.39] ^2 0.191*** 0.346*** 0.231*** [5.10] [8.05] [6.35] _cons -0.138 -0.848*** -0.277** [-1.14] [-4.65] [-2.11] ^N 322 322 322 R-sq 0.723 0.646
Ho: difference in coefficients not systematic
chi2 (9) = 25.93
Prob>chi2 = 0.0021
(Ghi chú: *, **, ***: có mức ý nghĩa thống kê tương ứng 10%, 5%, 1%)
Các giá trị trong dấu [] thể hiện sai số(Nguồn: Kết quả phân tích từ phần mềm STATA)
Ket quả hồi quy theo Pooled OLS thể hiện tại bảng 4.10 cho thấy hệ số R2 là