Bảng A. Kiểm định phương sai của sai số không đổi
Random Effects 32,88 Prob.Chi-Square 0,0000
Bảng B. Kiểm định tự tương quan của sai số
Serial Correlation 17,91 Prob.F 0,0000
(Nguồn: Dữ liệu nghiên cứu của tác giả tính tốn từ phần mềm Stata)
Bảng 4.8, bảng A trình bày kết quả kiểm định phương sai của sai số khơng đổi, bảng B trình bày kiểm định tự tương quan của sai số. Chỉ số Prob.Chi-Square ở bảng A = 0,0000 < 𝛼 = 5% và Pro.F ở bảng B = 0,0000 < 𝛼 = 5%. Kết quả cho thấy vừa có hiện tượng phương sai của sai số thay đổi và vừa có hiện tượng tự tương quan của sai số.
Như vậy, qua kiểm định, ta thấy mơ hình vi phạm giả thuyết là bị phương sai sai số thay đổi và tự tương quan. Theo Wooldridge (2002), cách khắc phục khi phương sai sai số thay đổi và tự tương quan của sai số là chọn mơ hình hồi quy bình phương bé nhất tổng qt (FGLS), các tham số ước lượng từ mơ hình mới sẽ đáng tin cậy hơn. Chính vì những lý do trên mơ hình nghiên cứu thứ nhất sẽ được hồi quy bằng phương pháp FGLS (Bảng 4.6).
Tác giả tiến hành kiểm định về mặt ý nghĩa của mơ hình hồi quy với giả thuyết đặt ra như sau:
Giả thuyết H0: 𝛽1= 𝛽2= 𝛽3= 𝛽4= 𝛽5= 𝛽6= 𝛽7= 𝛽8=𝛽9=0
Giả thuyết H1: Có ít nhất 1 hệ số 𝛽i ≠ 0
Từ kết quả bảng 4.6 cho ta thấy hệ số Wald.Chi-Square của mơ hình là 157,85, giá trị Pro.Chi-Square của mơ hình rất nhỏ là 0,0000 < 𝛼 = 5%. Do vậy, ta bác bỏ
giả H0, tức là mơ hình hồi quy đã xây dựng là phù hợp.
Đối với mẫu dữ liệu và mơ hình nghiên cứu thứ nhất, kết quả nghiên cứu cho thấy tồn tại tương quan âm giữa thu nhập lãi cận biên và tăng trưởng GDP, hiệu quả quản lý, thị phần ngân hàng. Rủi ro tín dụng, lạm phát, quy mô cho vay, cấu trúc vốn và tái cấu trúc có tương quan dương với thu nhập lãi cận biên. Trong khi đó, khả năng thanh khoản khơng có ý nghĩa thống kê (Bảng 4.6 với phương pháp ước lượng FGLS), cụ thể, trong điều kiện các yếu tố khác khơng đổi thì:
Với mức ý nghĩa 5%, khi rủi ro tín dụng (CR) của các NHTM Việt Nam
tăng (giảm) 1% thì NIM trung bình của 24 NHTM Việt Nam tăng (giảm) 0,245%. Đồng nghĩa với việc rủi ro tín dụng có tác đồng cùng chiều đến NIM.
Với mức ý nghĩa 1% khi GDP giảm (tăng) 1% thì NIM trung bình của 24
NHTM Việt Nam tăng (giảm) 0,0018%. Đồng nghĩa với việc chu kỳ kinh tế có tác động ngược chiều lên NIM.
Với mức ý nghĩa 1% khi lạm phát (INF) tăng (giảm) 1% thì NIM trung bình
của 24 NHTM Việt Nam tăng (giảm) 0,0004%. Đồng nghĩa với việc lạm phát có tác động cùng chiều lên NIM.
Với mức ý nghĩa 1% khi quy mô cho vay (LAR) tăng (giảm) 1% thì NIM
trung bình của 24 NHTM Việt Nam tăng (giảm) 0,0287%. Đồng nghĩa với việc quy mô cho vay tác động cùng chiều lên NIM.
Với mức ý nghĩa 1% khi hiệu quả quản lý (CI) giảm (tăng) 1% thì NIM
trung bình của 24 NHTM Việt Nam tăng (giảm) 0,03%. Đồng nghĩa với việc hiệu quả quản lý tác động tiêu cực lên NIM.
Với mức ý nghĩa 1% khi cấu trúc vốn (CAP) tăng (giảm) 1% thì NIM trung
bình của 24 NHTM Việt Nam tăng (giảm) 0,038%. Đồng nghĩa với việc cấu trúc vốn có tác động cùng chiều lên NIM.
Với mức ý nghĩa 1% thị phần ngân hàng (MKS) giảm (tăng) 1% thì NIM
trung bình của 24 NHTM Việt Nam tăng (giảm) 0,046%. Đồng nghĩa với việc thị phần ngân hàng tác động tiêu cực lên NIM.
Tái cấu trúc có tác động làm giảm thu nhập lãi cận biên với mức ý nghĩa
1%.
4.2.3.2. Mơ hình nghiên cứu thứ hai.