Với mục tiêu của luận văn là tìm hiểu các yếu tố ảnh hưởng đến hiệu quả cho vay của TTBL Gia Định, luận văn đã tham khảo mô hình nghiên cứu dựa trên cơ sở của Syafri (2012), Trujillo và Ponce (2013), Dietrich và Wanzenried (2011) cùng các phát hiện của các nghiên cứu trước, luận văn dự kiến tiến hành xây dựng mô hình nghiên cứu định lượng để nhận dạng yếu tố ảnh hưởng và chiều hướng tác động của các yếu tố đến hiệu quả cho vay bán lẻ tại CN Gia Định. Trong đó, luận văn lựa chọn và kế thừa nghiên cứu của Syafri (2012) sử dụng ROA và NIM là thước đo hiệu quả cho vay bán lẻ (biến phụ thuộc). Tổng hợp một số kết quả thực nghiệm, cho thấy rằng: quy mô ngân hàng, dư nợ trên tổng tài sản, thu nhập ngoài lãi có tác động tích cực đến hiệu quả hoạt động cho vay bán lẻ. Trong khi đó, chi phí hoạt động, tỷ lệ nợ xấu có tác động tiêu cực đến hiệu quả hoạt động cho vay bán lẻ
Trong đó, tác giả nghiên cứu sự tác động đến 02 chỉ số chính đại diện cho hiệu quả cho vay tại TTBL Gia Định là ROA và NIM, luận văn không nghiên cứu đến chỉ tiêu ROE vì do tính hạn chế của đề tài chỉ nghiên cứu tại từng đơn vị kinh doanh của ngân hàng là TTBL, trên bảng cân đối kế toán không đề cập đến vốn chủ sở hữu. Tác giả xác lập mô hình hồi quy đa biến như sau:
o Mô hình 1: ROA làm biến phụ thuộc
ROA = β0 + β1SIZE + β2COST + β3NPL + β4LTA + β5N0NINT + εi o Mô hình 2: NIM làm biến phụ thuộc.
NIM = β0+ β1SIZE + β2COST + β3NPL + β4LTA + β5N0NINT + εi
Trong đó:
Biến phụ thuộc: là hai chỉ số đo lường hiệu quả cho vay của TTBL Gia Định, với mục đích đối chiếu kết quả nhằm cho bằng chứng tin cậy hơn, gồm: ROA và NIM.
Biến độc lập: là nhân tố ở phía bên phải của phương trình hồi quy. Các nhân tố có thể tác động đến tỷ lệ lợi nhuận trong các bằng chứng thực nghiệm và lý thuyết và quan điểm của các tác giả các bài nghiên cứu trước đây tác động đến lợi nhuận, hiệu quả cho vay đã được tác giả trình bày và đặt giả thuyết ở Chương 2.
εi: là sai số trong mô hình hồi quy.
Theo đó, tác giả trình bày công thức tính toán của các biến và kỳ vọng xu hướng tác động đến biến phụ thuộc cụ thể như bảng 3.1 bên dưới.
2 Thu nhập lãi thuần NIM tài sản
-3 Quy mô của TTBL SIZE Logarit tổng tài sản +
4 Chi phí hoạt động COST Tỷ lệ chi phí trên thu nhập -
5 Rủi ro tín dụng NPL Tỷ lệ nợ xấu trên tổng dư nợ -
6 Cấu trúc tài sản LTA Tỷ lệ cho vay trên tổng tài sản +
7 Thu nhập ngoài lãi NONINT Tỷ lệ thu nhập ngoài lãi trên
Variable Obs Mean Std. Dev. Min Max roa 160 0.0068 0.0053 (0.0037) 0.0217 nim 160 0.0285 0.0083 0.0142 0.0544 size 160 25.7892 0.5693 24.3646 26.9552 cost 160 0.5884 0.1942 0.2618 1.9157 npl 160 0.0239 0.0145 - 0.0948 lta 160 0.7727 0.0714 0.5497 0.8979 nonint 160 0.2911 0.2477 (0.3896) 1.4811 TÓM TẮT CHƯƠNG 3
Chương 3 đã trình bày mô hình nghiên cứu đề xuất cũng như giới thiệu về dữ liệu nghiên cứu, cách thức thu thập, phương pháp xử lý và phân tích dữ liệu. Nội dung của Chương 3 là cơ sở để tác giả trình bày các kết quả nghiên cứu và thảo luận ở Chương 4 tiếp theo.
CHƯƠNG 4 KẾT QUẢ NGHIÊN CỨU 4.1Thống kê mô tả các biến
Tác giả thực hiện phân tích mô tả thống kê các biến được sử dụng trong mô hình nghiên cứu theo bảng 4.1, thể hiện các giá trị trung bình, độ lệch chuấn, giá trị nhỏ nhất và lớn nhất của các biến.
roa 1.0000 nim 0.0335 1.0000 size 0.2337 0.4613 1.0000 cost -0.4243 - 0.1917 -0.1930 1.0000 npl -0.4560 - 0.0607 -0.0850 0.2872 1.0000 lta 0.0542 0.0989 0.2256 -0.0074 -0.1557 1.0000 nonint 0.0433 - 0.2244 0.1239 -0.0097 0.0870 -0.0425 1.0000
Nguồn: Tác giả tổng hợp kết quả từ phần mềm STA TA
Biến ROA đại diện cho lợi nhuận có giá trị trung bình đạt 0.68%, điều này cho thấy rằng TTBL Gia Định có mức lợi nhuận bình quân đạt được 0.68% lợi nhuận so với tổng tài sản mà các ngân hàng đang nắm giữ. ROA bình quân năm của TTBL Gia Định khoảng 0.68%, cao hơn so với ROA của toàn hệ thống OCB là 0.65% (Theo số liệu của MBS), đối với nhóm ngành ngân hàng chỉ số ROA bình quân là 0,8% (Theo số liệu của VietCapital Securities). Biến NIM đại diện cho thu nhập lãi cận biên có giá trị trung bình đạt 2.85%, điều này cho thấy rằng TTBL Gia Định bình quân đạt được 2.85% thu nhập lãi thuần so với tổng tài sản sinh lãi mà ngân hàng đang nắm giữ. NIM bình quân năm của TTBL Gia Định khoảng 2.85%, thấp hơn so với NIM của toàn hệ thống OCB là 3.9% (Theo số liệu của VnEconomy).
Tỷ lệ nợ xấu tại TTBL Gia Định có giá trị trung bình đạt 2.39%, điều này cho thấy rằng TTBL Gia Định có tỷ lệ nợ xấu (NPL) khoảng 2.39% trên tổng dư nợ cho vay. Tỷ lệ NPL thấp hơn so với mặt bằng chung của hệ thống OCB, được duy trì ở mức thấp khoảng 2.8% (Theo báo cáo nợ quá hạn của OCB). Biến NONINT đại diện cho thu nhập ngoài lãi có giá trị trung bình đạt 29.11%, con số này cho thấy rằng các
41
ngân hàng được phân tích bình quân có thu nhập ngoài lãi chiếm khoảng 29.11% so với tổng tài sản mà các ngân hàng đang nắm giữ.
4.2Kiểm định sự tương quan các biến trong mô hình và đa cộng tuyến
Tác giả xem xét mức độ tương quan giữa các biến có trong mô hình nghiên cứu để phân tích chiều hướng di chuyển của các biến độc lập so với biến phụ thuộc lợi nhuận và xem xét vấn đề đa cộng tuyến.
4.2.1 Ma trận tương quan đơn tuyến tính giữa các cặp biến Pearson
cost 1.1300 0.8830 npl 1.1300 0.8870 size 1.1200 0.8951 lta 1.0900 0.9210 nonint 1.0300 0.9715 Mean VIF 1.1000 Biến ROA NIM
OLS FEM OLS FEM
Coef. P> t∖ ∖ Coef. P> t∖ ∖ Coef. P> t∖ ∖ Coef. P> t∖ ∖
size 0.0014 0.0360 -0.0010 0.3500 0.0071 0.0000 0.0026 0.1070 cost -0.0079 0.0000 -0.0064 0.0000 -0.0048 0.1210 -0.0055 0.0470 npl -0.1363 0.0000 -0.0800 0.0010 0.0199 0.6270 0.0229 0.5370 lta -0.0028 0.5930 0.0486 0.0000 -0.0021 0.8010 0.0147 0.2820 nonin t 0.0011 0.4320 0.0012 0.3670 -0.0097 0.0000 -0.0091 0.0000 cons -0.0193 0.2490 -0.0007 0.9770 -0.1471 0.0000 -0.0447 0.2150
Nguồn: Tác giả tổng hợp kết quả từ phần mềm STA TA
Bảng 4.2 trình bày ma trận tương quan và cho thấy rằng các biến: chi phí hoạt động, rủi ro tín dụng tương quan âm với lợi nhuận được đo lường bởi ROA. Ngược lại yếu tố quy mô, dư nợ trên tổng tài sản và thu nhập ngoài lãi tương quan dương với lợi nhuận được đo lường bởi ROA. Đối với mô hình được đo lường bởi NIM, chi phí hoạt động, rủi ro tín dụng và thu nhập ngoài lãi tương quan âm với lợi nhuận được đo lường bởi ROA. Ngược lại, yếu tố quy mô, dư nợ trên tổng tài sản tương quan dương với biến phụ thuộc NIM.
Khi phân tích mức độ tương quan giữa các biến độc lập, tác giả nhận thấy rằng có thể nghi ngờ có đa cộng tuyến trong mô hình nghiên cứu khi biến SIZE và LTA, biên NPL và COST có mối tương quan tương đối mạnh mẽ khi hệ số tương quan lần lượt là 0.23 và 0.29. Tuy nhiên để tăng tính vững chắc cho kết quả này, tác giả sử dụng hệ số VIF để kiểm tra.
42
4.2.2 Kiểm định đa cộng tuyến trong mô hình
Bảng 4.3 Bảng chỉ số VIF
Nguồn: Tác giả tổng hợp kết quả từ phần mềm STA TA
Kết quả các hệ số VIF của các biến trong phương trình hồi quy được luận văn thể hiện trong bảng 4.3. Có thể thấy rằng các hệ số VIF đều nhỏ hơn mức 10, nói cách khác, không có đa cộng tuyến trong phương trình nghiên cứu.
4.3 Ket quả hồi quy
4.3.1 Kiểm định lựa chọn mô hình Pooled OLS và mô hình FEM
Bảng 4.4 Ket quả hồi quy mô hình Pooled OLS, FEM với biến phụ thuộc là ROA và NIM
ROA F(4, 150) = 19.14 0.0000 FEM
NIM F(4, 150) = 20.41 0.0000 FEM
Biến
ROA NIM
OLS REM OLS REM
Coef. p> t∖ ∖ Coef. p > ∖z ∖ Coef. P> t∖ ∖ Coef. p > ∖z ∖
size 0.0014 0.0360 0.0014 0.0340 0.0071 0.0000 0.0071 0.0000 cost -0.0079 0.0000 -0.0079 0.0000 -0.0048 0.1210 -0.0048 0.1190 npl -0.1363 0.0000 -0.1363 0.0000 0.0199 0.6270 0.0199 0.6270 lta -0.0028 0.5930 -0.0028 0.5920 -0.0021 0.8010 -0.0021 0.8010 nonin t 0.0011 0.4320 0.0011 0.4310 -0.0097 0.0000 -0.0097 0.0000 cons -0.0193 0.2490 -0.0193 0.2470 -0.1471 0.0000 -0.1471 0.0000
Nguồn: Tác giả tổng hợp kết quả từ phần mềm STA TA
Tác giả tiến hành lựa chọn giữa mô hình Pooled OLS (mô hình ước lượng không tồn tại các đặc điểm riêng của từng đối tượng tác động đến biến phụ thuộc) và FEM (mô hình hồi quy với các đặc điểm riêng tác động đến các biến độc lập một cách cố định).
43
Để giải quyết câu hỏi trên, sự phù hợp của mỗi mô hình Pooled OLS và FEM được kiểm chứng trên cơ sở so sánh với ước lượng thô. Cụ thể, mô hình tác động cố định được kiểm chứng bằng kiểm định F với giả thuyết H0 cho rằng tất cả các hệ số αi đều bằng 0 (nghĩa là không có sự khác biệt giữa các đối tượng hoặc các thời điểm khác nhau). Bác bỏ giả thuyết H0 với mức ý nghĩa 5%, sẽ cho thấy mô hình tác động cố định là phù hợp, giả thuyết được đặt ra:
o H0: Chọn mô hình Pooled OLS là phù hợp
o H1: Chọn mô hình FEM là phù hợp
Bảng 4.5 Kiểm định lựa chọn mô hình giữa Pool OLS và FEM
Nguồn: Tác giả tổng hợp kết quả từ phần mềm STA TA
Với mức ý nghĩa 5%, ta có: Prob > F = 0.0000 < 0,05 đủ cơ sở bác bỏ giả thuyết H0. Vậy mô hình hồi quy FEM sẽ phù hợp hơn so với mô hình Pooled OLS.
4.3.2 Kiểm định lựa chọn mô hình Pooled OLS và mô hình REM
Bảng 4.6 Ket quả hồi quy mô hình Pooled OLS, REM với biến phụ thuộc là ROA và NIM
ROA 0.00 1.0000 Pooled OLS
NIM 0.00 1.0000 Pooled OLS
Biến
ROA NIM
FEM REM FEM REM
Coef. p>∖z∖ Coef. p>∖z∖ Coef. p>∖z∖ Coef. p>∖z∖
size -0.0010 0.3500 0.0014 0.0340 0.0026 0.1070 0.0071 0.0000 cost -0.0064 0.0000 -0.0079 0.0000 -0.0055 0.0470 -0.0048 0.1190 npl -0.0800 0.0010 -0.1363 0.0000 0.0229 0.5370 0.0199 0.6270 lta 0.0486 0.0000 -0.0028 0.5920 0.0147 0.2820 -0.0021 0.8010 nonin t 0.0012 0.3670 0.0011 0.4310 -0.0091 0.0000 -0.0097 0.0000 cons -0.0007 0.9770 -0.0193 0.2470 -0.0447 0.2150 -0.1471 0.0000
Nguồn: Tác giả tổng hợp kết quả từ phần mềm STA TA
Tác giả tiếp tục kiểm định để lựa chọn giữa mô hình Pooled OLS và REM, phương pháp nhân tử Lagrange (LM) với kiểm định Breusch-Pagan được sử dụng để kiểm chứng tính phù hợp của ước lượng (Baltagi, 2008 trang 319). Theo đó, giả
44
thuyết H0 cho rằng sai số của ước lượng thô không bao gồm các sai lệch giữa các đối tượng hoặc các thời điểm (phương sai giữa các đối tượng) là không đổi. Bác bỏ giả thuyết H0, cho thấy sai số trong ước lượng có bao gồm cả sự sai lệch giữa các nhóm, và phù hợp với mô hình tác động ngẫu nhiên. Giả thuyết được đặt ra:
o H0: Chọn mô hình Pooled OLS phù hợp dữ liệu mẫu hơn REM
o H1: Chọn mô hình REM phù hợp dữ liệu mẫu hơn Pooled OLS
Bảng 4.7 Kiểm định lựa chọn mô hình giữa Pooled OLS và REM
Nguồn: Tác giả tổng hợp kết quả từ phần mềm STA TA
Qua kết quả kiểm định, tác giả nhận thấy rằng giá trị p-value ở cả 2 mô hình ROA và NIM làm biến phụ thuộc đều nhỏ hơn mức ý nghĩa 5%, chưa đủ cơ sở để bác bỏ giả thuyết H0. Vậy mô hình Pooled OLS phù hợp hơn mô hình REM.
4.3.3 Kiểm định lựa chọn mô hình FEM và mô hình REM
Bảng 4.8 Ket quả hồi quy mô hình FEM, REM với biến phụ thuộc là ROA và NIM
ROA 106.01 0.0001 FEM
NIM 5.79 0.0328 FEM
Lựa chọn mô hình Biến phụ thuộc Kiểm định Chọn
Pool OLS và FEM ROA F test
FEM
NIM F test
Pooled OLS và REM ROA Breusch-Pagan Pooled OLS
NIM Breusch-Pagan
FEM và REM ROA Hausman FEM
NIM Hausman
Nguồn: Tác giả tổng hợp kết quả từ phần mềm STA TA
Tác giả tiến hành lựa chọn giữa mô hình FEM và mô hình REM thông qua kiểm định Hausman, với giả thuyết:
o H0: Chọn mô hình REM là phù hợp
o H1: Chọn mô hình FEM là phù hợp 45
Bảng 4.9 Kiểm định lựa chọn mô hình giữa FEM và REM
Nguồn: Tác giả tổng hợp kết quả từ phần mềm STA TA
Thông qua kiểm định Hausman, chỉ số Prob>chi2 ở cả 2 mô hình đều nhỏ hơn mức ý nghĩa 5%, nên bác bỏ giả thuyết H0. Vì vậy bài nghiên cứu sử dụng mô hình FEM là mô hình có ý nghĩa và phù hợp để nghiên cứu.
Qua các bước kiểm định lựa chọn mô hình nêu trên, tác giả tổng hợp lại theo bảng dưới đây:
White Modified Wald
P-value Prob>chi2
Pooled OLS RO
A 0.0221 Phương sai thay đổi
NIM 0.0000 Phương sai thay đổi
FEM RO
A 0.0379 Phương sai thay đổi
NIM 0.0000 Phương sai thay đổi
Biến Kiểm định Wooldridge Kết luận
ROA Prob > F = 0.0123 Có hiện tượng tự tương quan
NIM Prob > F = 0.0071 Có hiện tượng tự tương quan
Nguồn: Tác giả tổng hợp
Sau khi phân tích lựa chọn kiểm định mô hình, tác giả lựa chọn mô hình Pooled OLS và mô hình FEM làm 02 mô hình phân tích dữ liệu cho luận văn.
4.3.4 Kiểm định hiện tượng phương sai thay đổi
Hiện tượng phương sai thay đổi có thể ảnh hưởng đến tính hiệu quả ước lượng của mô hình, mất tính tin cậy của kiểm định hệ số. Đối với mô hình Pooled OLS tác giả sử dụng kiểm định White, mô hình FEM tác giả sử dụng kiểm định Modified Wald, các giả thuyết:
o HO : Mô hình không có hiện tượng phương sai thay đổi
o HI : Mô hình có hiện tượng phương sai thay đổi 46
Sau khi kiểm định bằng phần mềm, các giá trị P-value và Prob>chi2 đều nhỏ hơn mức ý nghĩa 5%, tác giả tổng hợp kết quả theo bảng dưới đây:
Bảng 4.11 Kết quả kiểm định hiện tượng phương sai thay đổi
Nguồn: Tác giả tổng hợp kết quả từ phần mềm STA TA
4.3.5 Kiểm định hiện tượng tự tương quan
Hiện tượng tự tương quan phần dư trong chuỗi dữ liệu có thể ảnh hưởng đến sự hiệu quả của ước lượng mô hình, làm mất đi độ tin cậy kiểm định hệ số của hàm ước lượng hồi quy tuyến tính. Để kiểm tra hiện tượng tự tương quan, tác giả sử dụng kiểm định Wooldridge (2002), giả thuyết như sau:
o HO : Mô hình không có hiện tượng tự tương quan
o HI : Mô hình có hiện tượng tự tương quan
Với giá trị Prob > F nhỏ hơn 5% của kiểm định Wooldridge như trên, tác giả kết luận bác bỏ giả thiết H0, có nghĩa là mô hình có hiện tượng tự tương quan.
Biến __________Coef .___________ P> ∖ t ∖
_____________
roat-1 0.3193*** 0.000
size 0.0005*** 0.001
cost -0.0092*** 0.000
4.4Phương pháp hồi quy GMM
4.4.1 Mô hình hồi quy GMM
Tác giả tiếp cận các mô hình hồi quy từ đơn giản đến nâng cao, mục đích là khắc phục các nhược điểm kiểm định của mô hình hồi quy ban đầu. Mở đầu với các mô hình hồi quy dữ liệu bảng, ước lượng hồi quy nguyên sơ - Pooled OLS, và mô hình hiệu ứng tác động cố định (FEM). Trong quá trình này, tác giả đã loại bỏ việc sử dụng mô hình hiệu ứng tác động ngẫu nhiên (REM) do không phù hợp.
Cả hai mô hình Pooled OLS và FEM đều gặp phải hiện tượng phương sai sai