CHƯƠNG 1 : GIỚI THIỆU VỀ LUẬN VĂN
4.2. Kết quả nghiên cứu
4.2.3. Kết quả hồi quy các mơ hình
4.2.3.1. Mơ hình nghiên cứu thứ nhất.
Bảng 4. 6: Kết quả phân tích hồi quy của mơ hình nghiên cứu thứ nhất
Biến Phương pháp ước lượng
Pooled FEM REM FGLS
Hằng số Coef. 0,0278 0,0276 0,0283 0,0278 P>|t| 0,0000 0,0010 0,0000 0,0010 CR Coef. 0,2453 0,3649 0,3230 0,2453 P>|t| 0,0060 0,0050 0,0060 0,0250
Biến Phương pháp ước lượng
Pooled FEM REM FGLS
LIQ Coef. -0,0120 -0,0099 -0,0110 -0,0120 P>|t| 0,0620 0,2030 0,1360 0,1090 GDP Coef. -0,0018 -0,0016 -0,0017 -0,0018 P>|t| 0,0020 0,0110 0,0070 0,0100 INF Coef. 0,0004 0,0004 0,0004 0,0004 P>|t| 0,1330 0,0000 0,0000 0,0010 LAR Coef. 0,0287 0,0234 0,0247 0,0287 P>|t| 0,0060 0,0010 0,0000 0,0000 CI Coef. -0,0303 -0,0278 -0,0284 -0,0303 P>|t| 0,0000 0,0000 0,0000 0,0000 CAP Coef. 0,0387 0,0205 0,0267 0,0387 P>|t| 0,0010 0,1420 0,0370 0,0010 MKS Coef. -0,0463 -0,0300 -0,0456 -0,0463 P>|t| 0,0670 0,4510 0,0400 0,0020 DRES Coef. 0,0059 0,0052 0,0054 0,0059 P>|t| 0,0000 0,0040 0,0020 0,0020 R 2 hiệu chỉnh 0,4102 0,4841 0,550 F-Statistic/Wald.Chi2 1758,21 9,71 109,13 157,85 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 4.7, Bảng A trình bày kiểm định F cho việc lựa chọn giữa mơ hình Pooled OLS và FEM, kết quả giá trị F là 5,06 với P-value = 0,0000 < 𝛼 = 5% nên ta kết luận bác bỏ giả thuyết H0 (H0: nên chọn mơ hình hồi quy Pooled). Như vậy, phương pháp ước lượng FEM sẽ tốt hơn so với Pooled cho mơ hình ước lượng.
Bảng 4.7, Bảng B trình bày kiểm định Hausman cho việc lựa chọn giữa mơ hình FEM và REM. Kết quả chỉ số Prob.Chi-Square ở bảng B = 0,9071 > 𝛼 = 5%
nên ta kết luận chấp nhận giả thuyết H0 (H0: nên chọn mơ hình REM). Như vậy, phương pháp ước lượng REM sẽ phù hợp hơn so với FEM.
Bảng 4.7, Bảng C trình bày kiểm định Breusch và Pagan Lagrangian cho việc lựa chọn giữa mơ hình Pooled và REM. Kết quả chỉ số Prob.Chi-Square ở bảng C =
0,0000 < 𝛼 = 5% nên kết luận bác bỏ giả thuyết H0 (H0: nên chọn mơ hình Pooled). Như vậy, phương pháp ước lượng REM sẽ phù hợp hơn so với Pooled.
Tổng hợp các kiểm định ở bảng 4.7 cho thấy, phương pháp ước lượng phù hợp cho mơ hình nghiên cứu thứ nhất là phương pháp REM.
Bảng 4. 7: Kiểm định F, Hausman, Breusch và Pagan Lagrangian
Bảng A. Kiểm định F
Thống kê F 5,06 Prob.F(23,195) 0,0000
Bảng B. Kiểm định Hausman
Chi-Square 4,06 Prob.Chi-Square 0,9071
Bảng C. Kiểm định Breusch và Pagan Lagrangian
Chi-Square 74,68 Prob.Chi-Square 0,0000
(Nguồn: Dữ liệu nghiên cứu của tác giả tính tốn từ phần mềm Stata)
Kiểm định các vi phạm giả thuyết của mơ hình REM:
Bảng 4. 8: 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 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 mô 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.
Bảng 4. 9: Kết quả phân tích hồi quy của mơ hình nghiên cứu thứ hai
Biến Phương pháp ước lượng
Pooled FEM REM FGLS
Hằng số Coef. 0,0244 0,0245 0,0250 0,0244 P>|t| 0,0000 0,0010 0,0000 0,0010 CR Coef. 0,2450 0,3747 0,3293 0,2450 P>|t| 0,0060 0,0040 0,0050 0,0260 LIQ*GDP Coef. -0,0018 -0,0013 -0,0015 -0,0018 P>|t| 0,0840 0,2720 0,1740 0,1200 GDP Coef. -0,0014 -0,0013 -0,0013 -0,0014 P>|t| 0,0380 0,0680 0,0610 0,0790 INF Coef. 0,0004 0,0004 0,0004 0,0004 P>|t| 0,1360 0,0000 0,0000 0,0010 LAR Coef. 0,0291 0,0240 0,0252 0,0291 P>|t| 0,0040 0,0000 0,0000 0,0000 CI Coef. -0,0304 -0,0278 -0,0285 -0,0304 P>|t| 0,0000 0,0000 0,0000 0,0000 CAP Coef. 0,0390 0,0212 0,0274 0,0390 P>|t| 0,0010 0,1280 0,0330 0,0010 MKS Coef. -0,0467 -0,0318 -0,0463 -0,0467 P>|t| 0,0670 0,4270 0,0370 0,0020 DRES Coef. 0,0062 0,0055 0,0057 0,0062 P>|t| 0,0000 0,0010 0,0010 0,0010 R 2 hiệu chỉnh 0,4098 0,4898 0,551 F-Statistic/Wald.Chi2 1382,17 9,64 108,63 157,58 Prob(F-statistic)/Prob.Chi2 0,000 0,000 0,000 0,000
Kiểm định việc lựa chọn mơ hình:
Bảng 4. 10: Kiểm định F, Hausman, Breusch và Pagan Lagrangian
Bảng A. Kiểm định F
Thống kê F 5,04 Prob.F(23,194) 0,0000
Bảng B. Kiểm định Hausman
Chi-Square 4,03 Prob.Chi-Square 0,9097
Bảng C. Kiểm định Breusch và Pagan Lagrangian
Chi-Square 74,24 Prob.Chi-Square 0,0000
(Nguồn: Dữ liệu nghiên cứu của Tác giả tính tốn từ phần mềm Stata)
Kiểm định các vi phạm giả thuyết của mơ hình REM:
Bảng 4. 11: 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 32,43 Prob.Chi-Square 0,0000
Bảng B. Kiểm định tự tương quan của sai số
Serial Correlation 18,20 Prob.F 0,0000
(Nguồn: Dữ liệu nghiên cứu của Tác giả tính tốn từ phần mềm Stata)
Bảng 4.10 và bảng 4.11 lần lượt thể hiện các kiểm định việc lựa chọn mơ hình hồi quy và kiểm định vi phạm giả thuyết của mơ hình được lựa chọn. Kết quả cho thấy, mơ hình hồi quy REM được lựa chọn nhưng mơ hình REM bị hiện tượng phương sai sai số thay đổi và tự tương quan nên mơ hình nghiên cứu thứ 2 sẽ được ước lượng bằng phương pháp FGLS (Bảng 4.9).
Sự có mặt của biến tương tác LIQ*GDP trong mơ hình nghiên cứu thứ hai không làm thay đổi kết quả nghiên cứu so với mơ hình nghiên cứu nhất. Cụ thể, mối tương quan âm giữa thu nhập lãi cận biên và chu kỳ kinh tế (mức ý nghĩa là 5% ở mơ hình 2 so với 1% ở mơ hình 1), hiệu quả quản lý và thị phần ngân hàng (mức ý nghĩa 1%) tiếp tục được khẳng định; rủi ro tín dụng, lạm phát, quy mô cho vay và cấu trúc vốn làm gia tăng thu nhập lãi cận biên. Quá trình tái cơ cấu giúp làm giảm thu nhập lãi cận biên của NHTM, thể hiện qua tương dương với biến thu nhập lãi cận biên (mức ý nghĩa 1%). Biến tương tác khả năng thanh khoản và chu kỳ kinh tế (LIQ*GDP) khơng có ý nghĩa thống kê (Bảng 4.9 với phương pháp ước lượng FGLS).
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