CHƯƠNG 1 : GIỚI THIỆU VỀ LUẬN VĂN
4.2. Kết quả nghiên cứu
4.2.3.3. Mơ hình nghiên cứu thứ ba
Bảng 4. 12: Kết quả phân tích hồi quy của mơ hình nghiên cứu thứ ba
Biến Phương pháp ước lượng
Pooled FEM REM FGLS
Hằng số Coef. 0,0294 0,0307 0,0308 0,0294 P>|t| 0,0000 0,0000 0,0000 0,0000 CR*GDP Coef. 0,0430 0,0602 0,0546 0,0430 P>|t| 0,0090 0,0040 0,0040 0,0170 LIQ Coef. -0,0109 -0,0086 -0,0096 -0,0109 P>|t| 0,0860 0,2810 0,2010 0,1490 GDP Coef. -0,0022 -0,0022 -0,0022 -0,0022 P>|t| 0,0010 0,0000 0,0000 0,0010 INF Coef. 0,0004 0,0004 0,0004 0,0004 P>|t| 0,1380 0,0000 0,0000 0,0010 LAR Coef. 0,0292 0,0237 0,0251 0,0292 P>|t| 0,0050 0,0000 0,0000 0,0000 CI Coef. -0,0304 -0,0281 -0,0287 -0,0304 P>|t| 0,0000 0,0000 0,0000 0,0000 CAP Coef. 0,0388 0,0215 0,0274 0,0388 P>|t| 0,0010 0,1220 0,0330 0,0010 MKS Coef. -0,0481 -0,0350 -0,0478 -0,0481 P>|t| 0,0590 0,3790 0,0320 0,0020 DRES Coef. 0,0061 0,0055 0,0057 0,0061 P>|t| 0,0000 0,0020 0,0010 0,0020 R 2 hiệu chỉnh 0,412 0,5037 0,553 F-Statistic/Wald.Chi2 2147,17 9,72 109,79 159,04 Prob(F-statistic)/Prob.Chi2 0,000 0,000 0,000 0,000
(Nguồn: Dữ liệu nghiên cứu của Tác giả tính tốn từ phần mềm Stata)
Kiểm định việc lựa chọn mơ hình:
Bảng 4. 13: Kiểm định F, Hausman, Breusch và Pagan Lagrangian
Bảng A. Kiểm định F
Thống kê F 5,03 Prob.F(23,194) 0,0000
Bảng B. Kiểm định Hausman
Chi-Square 3,68 Prob.Chi-Square 0,9310
Bảng C. Kiểm định Breusch và Pagan Lagrangian
Chi-Square 74,7 Prob.Chi-Square 0,0000
Kiểm định các vị phạm giả thuyết của mơ hình REM:
Bảng 4. 14: Kiểm định phương sai của sai số thay đổi và tự tương quan
Bảng A. Kiểm định phương sai của sai số không đổi
Random Effects 33,13 Prob.Chi-Square 0,0000
Bảng B. Kiểm định tự tương quan của sai số
Serial Correlation 17,53 Prob.F 0,0000
(Nguồn: Dữ liệu nghiên cứu của Tác giả tính tốn từ phần mềm Stata)
Tương tự như mơ hình nghiên cứu thứ 2, sau khi thực hiện các kiểm định thì mơ hình nghiên cứu thứ 3 sẽ được ước lượng bằng phương pháp FGLS (Bảng 4.12). Kết quả nghiên cứu ở mơ hình thứ 3 cho thấy rủi ro tín dụng trong chu kỳ kinh tế có ảnh hưởng mạnh và cùng chiều lên thu nhập lãi cận biên (0,043) với mức ý nghĩa 5%. Mối tương quan giữa thu nhập lãi cận biên và các biến trong mơ hình nghiên cứu thứ ba khơng có gì thay đổi so với mơ hình nghiên cứu thứ nhất và thứ hai.
Bảng 4. 15: Tổng hợp kết quả phân tích hồi quy bằng phương pháp ước lượng FGLS của 3 mơ hình nghiên cứu
Biến CÁC MƠ HÌNH
MƠ HÌNH 1 MƠ HÌNH 2 MƠ HÌNH 3
Hằng số 0,0278*** 0,0244*** 0,0294*** CR 0,2453** 0,245** CR*GDP 0,043** LIQ -0,012 -0,0109 LIQ*GDP -0,0018 GDP -0,0018*** -0,0014* -0,0022*** INF 0,0004*** 0,0004*** 0,0004*** LAR 0,0287*** 0,0291*** 0,0292*** CI -0,0303*** -0,0304*** -0,0304*** CAP 0,0387*** 0,039*** 0,0388*** MKS -0,0463*** -0,0467*** -0,0481*** DRES 0,0059*** 0,0062*** 0,0061*** F-Statistic/Wald.Chi2 157,85 157,58 159,04 Prob(F-statistic)/Prob.Chi2 0,000 0,000 0,000
Ghi chú: (*), (**), (***) tương ứng với mức ý nghĩa 10%, 5% và 1%
Kết quả ước lượng của mơ hình nghiên cứu thứ nhất, thứ hai và thứ ba bằng phương pháp FGLS được trình bài trong bảng 4.15. Nhìn chung, kết quả phân tích hồi quy tóm tắt tại bảng 4.15 cho thấy dấu của các hệ số hồi quy khá phù hợp với giả thuyết ban đầu, phần lớn các hệ số đều có ý nghĩa thống kê. Thu nhập lãi cận biên của các NHTM Việt Nam giai đoạn 2007-2016 có tương quan cùng chiều với rủi ro tín dụng, lạm phát, quy mô cho vay, cấu trúc vốn và tái cấu trúc; có tương quan ngược chiều với chu kỳ kinh tế, hiệu quả quản lý trong mức ý nghĩa thống kê và phù hợp với giả thuyết đặt ra. Biến thị phần ngân hàng (MKS) không đúng như kỳ vọng ban đầu và có tác động âm lên thu nhập lãi cận biên với mức ý nghĩa 1% ở cả 3 mơ hình. Khả năng thanh khoản có tác động ngược chiều lên thu nhập lãi cận biên của các NHTM Việt Nam giai đoạn 2007-2016 nhưng khơng có ý nghĩa thống kê.
Rủi ro tín dụng có tác động mạnh nhất đến thu nhập lãi cận biên và tác động đáng kể trong thời kỳ kinh tế bùng nổ. Kết quả cho thấy rằng, ở Việt Nam, các ngân hàng có tỷ lệ nợ xấu cao có thể tăng lãi suất cho vay để bù đắp cho những thất thoát do những khoản nợ xấu này có thể gây ra. Mối tương quan dương giữa rủi ro tín dụng và thu nhập lãi cận biên phù hợp với các nghiên cứu trước đây của Angobazo (1997), Demirgỹỗ-Kunt v Huizinga (1999), Mendes và Abreu (2003), Tarus et al (2012). Xét trong chu kỳ kinh tế, nền kinh tế Việt Nam phát triển chủ yếu dựa trên vốn tín dụng ngân hàng với mức tăng trưởng tín dụng rất “nóng” trong những giai đoạn nền kinh tế tăng trưởng nhanh. Đồng thời, đi cùng với đó là việc sử dụng vốn tín dụng thiếu hiệu quả khiến cho dịng vốn tín dụng được đưa tới những mục đích sử dụng vốn vay có mức độ rủi ro cao và tiềm ẩn nguy cơ phát sinh rủi ro tín dụng trong tương lai. Để bù đắp rủi ro có thể phát sinh, ngân hàng sẽ gia tăng lãi suất cho vay và từ đó làm gia tăng thu nhập lãi cận biên.
Mối tương quan âm giữa chu kỳ kinh tế và thu nhập lãi cận biên cho thấy ngân hàng có xu hướng gia tăng lãi cận biên khi nền kinh tế suy thoái. Trong một nền kinh tế đang phát triển như Việt Nam, ngành ngân hàng đóng vai trị là trung gian tài chính và lợi nhuận của ngân hàng nghịch biến với chu kỳ kinh tế. Kết quả này
phù hợp với nghiên cứu của Turgutlu (2010), Hamadi và Awdeh (2012). Từ năm 2007-2016 cho thấy khi các hoạt động kinh tế tăng sẽ làm tăng giá trị vay của khách hàng (lãi suất huy động được điều chỉnh giảm liên tục kéo theo lãi suất cho vay cũng được giảm đáng kể để kích thích doanh nghiệp vay vốn), do đó, giảm sự chênh lệch lãi suất giữa đầu vào và đầu ra, từ đó làm giảm thu nhập lãi cận biên.
Khả năng thanh khoản khơng có ý nghĩa thống kê và khơng có tác động đến thu nhập lãi cận biên của các NHTM Việt Nam. Điều này là ngược với các nghiên cứu trong quá khứ khi hầu hết đều tìm thấy tác động của thanh khoản lên thu nhập lãi cận biên. Tuy nhiên, đối với hệ thống NHTM Việt Nam thì điều này là khá phù hợp khi Ngân hàng Nhà nước đã và ngày càng quan tâm hơn đến vấn đề thanh khoản tại từng NHTM. Ngân hàng Nhà nước đã liên tục cập nhật và hoàn thiện khung pháp lý về thanh khoản và quản trị rủi ro thanh khoản theo hướng ngày càng chi tiết, tiếp cận chuẩn mực quốc tế. Các công cụ thị trường mở được NHNN sử dụng khá linh hoạt nhằm đáp ứng nhu cầu thanh khoản của các NHTM Việt Nam, từ đó tăng khả năng thanh khoản cho toàn hệ thống và giảm thiểu nguy cơ xảy ra rủi ro thanh khoản cho từng NHTM cũng như của cả hệ thống. Bên cạnh đó, thì hầu hết các NHTM Việt Nam đều thành lập ban ALCO và áp dụng hệ thống điều chuyển định giá vốn nội bộ FTP. Theo đó, tồn bộ nguồn vốn đơn vị kinh doanh (chi nhánh, Sở giao dịch) huy động được phải “bán” cho trụ sở chính và tồn bộ các khoản sử dụng vốn phải mua từ trụ sở chính. Chính vì những lý do này mà khả năng thanh khoản không tác động đến thu nhập lãi cận biên.
Bảng 4. 16: Tổng hợp kết quả nghiên cứu so với giả thuyết
Biến thuyết Giả CÁC MƠ HÌNH
MH 1 MH 2 MH 3 CR + + + CR*GDP + + LIQ - - (Khơng có ý nghĩa) - (Khơng có ý nghĩa)
LIQ*GDP - (Khơng có ý nghĩa) -
GDP - - - -
Biến thuyết Giả CÁC MƠ HÌNH MH 1 MH 2 MH 3 LAR + + + + CI - - - - CAP + + + + MKS + - - - DRES + + + +
Ghi chú: (+) là tương quan cùng chiều, (-) là tương quan ngược chiều.
(Nguồn: Tổng hợp và tính tốn của tác giả)
KẾT LUẬN CHƯƠNG 4
Trong Chương 4, tác giả thu thập số liệu của 24 NHTM Việt Nam và môi trường kinh tế vĩ mô trong khoảng thời gian từ năm 2007 đến năm 2016 để phân tích rủi ro tín dụng, khả năng thanh khoản và chu kỳ kinh tế tác động đến thu nhập lãi cận biên của các NHTM Việt Nam với 3 mơ hình nghiên cứu. Dữ liệu được sử dụng là dữ liệu bảng. Sau q trình phân tích và kiểm định các khuyết tật, tác giả sử dụng phương pháp định lượng FGLS để hồi quy. Kết quả chỉ ra rằng, các biến có tác động cùng chiều với thu nhập lãi cận biên của ngân hàng theo tác động giảm dần gồm: rủi ro tín dụng (CR), cấu trúc vốn (CAP), quy mô cho vay (LAR), tái cấu trúc ngân hàng (DRES), lạm phát (INF). Đồng thời, chu kỳ kinh tế (GDP), hiệu quả quản lý (CI), thị phần ngân hàng (MKS) có tác động ngược chiều với thu nhập lãi cận biên; khả năng thanh khoản (LIQ) khơng có ý nghĩa thống kê.
5CHƯƠNG 5: KẾT LUẬN VÀ KHUYẾN NGHỊ CHO CÁC NGÂN HÀNG
THƯƠNG MẠI VIỆT NAM