CHƯƠNG 1 : GIỚI THIỆU ĐỀ TÀI NGHIÊN CỨU
4.5 Kết quả nghiên cứu
4.5.3 Kiểm định các giả thiết hồi quy
4.5.3.1 Kiểm định tính phù hợp của mơ hình
Sau khi lựa chọn được mơ hình REM là mơ hình thích hợp hơn, tác giả tiến hành kiểm định tính phù hợp của mơ hình. Mơ hình REM có hệ số xác định R2= 37.59%, tức là có 37.59% sự thay đổi của NIM được giải thích bằng mơ hình. Giá trị P_value là 0.0000 <0.05 nên ta bác bỏ giải thiết H0 và có thể kết luận mơ hình hồi quy là phù hợp
4.5.3.2 Kiểm định về đa cộng tuyến
Đa cộng tuyến là hiện tượng các biến độc lập trong mơ hình tương quan tuyến tính với nhau. Nghiên cứu tiến hành kiểm định giả thuyết không bị hiện tượng đa cộng tuyến bằng cách dùng chỉ tiêu VIF.
Bảng 4.5: Bảng kết quả kiểm định đa cộng tuyến
Variable VIF LOAN 1.65 CAP 2 SIZE 2.58 DEPOSIT 1.29 GDP 1.17 CPI 1.08 Mean VIF 1.63
Nguồn: Kết quả xử lý dữ liệu từ phần mềm Stata
VIF của tất cả các biến độc lập đều nhỏ hơn 10 nên hiện tượng đa cộng tuyến trong mơ hình được đánh giá là không nghiêm trọng.
4.5.3.3 Kiểm định phương sai thay đổi
Phương sai của sai số thay đổi sẽ làm cho các kiểm định hệ số hồi quy khơng cịn đáng tin cậy. Từ đó dẫn đến hiện tượng ngộ nhận các biến độc lập trong mơ hình nghiên cứu có ý nghĩa, lúc đó kiểm định hệ số hồi quy và R2 khơng dùng được. Bởi vì phương sai của sai số thay đổi làm mất tính hiệu quả của ước lượng, nên cần thiết phải tiến hành kiểm định giả thuyết phương sai của sai số không đổi bằng kiểm định nhân tử
Lagrange với giả thuyết H0: phương sai của sai số thay đổi qua các thực thể là không đổi.
Bảng 4.6: Bảng kết quả kiểm định phương sai thay đổi
Breusch and Pagan Lagrangian multiplier test for random effects nim[banking,t] = Xb + u[banking] + e[banking,t]
Estimated results: Var sd=sqrt(Var) NIM 0.0000806 0.0089787 e 0.0000429 0.0065489 u 0.0000253 0.0050293 Test: Var(u) 0 chibar2(01) 21.43 Prob > chibar2 0.0000
Nguồn: Kết quả xử lý dữ liệu từ phần mềm Stata
Với mức ý nghĩa 5%, P_value = 0.000 < 0.05, do đó bác bỏ giải thuyết H0 do đó mơ hình xuất hiện hiện tượng phương sai thay đổi.
4.5.3.4 Kiểm định giữa các sai số khơng có mối quan hệ tương quan với nhau (không bị hiện tượng tự tương quan)
Giữa các sai số có mối quan hệ tương quan với nhau sẽ làm cho các ước lượng thu được vững nhưng không hiệu quả, các kiểm định hệ số hồi quy khơng cịn đáng tin cậy.
Bảng 4.7: Bảng kết quả kiểm định Wooldridge
Wooldridge test for autocorrelation in panel data H0: no first order autocorrelation
F (1, 8) = 10.038 Prob>F = 0.0132
Nguồn: Kết quả xử lý dữ liệu từ phần mềm Stata
Kết quả kiểm định cho thấy:
Với mức ý nghĩa 5%, kiểm định cho kết quả là: P-value = 0.0132 < 0.01 nên bác bỏ giả thuyết H0, dẫn đến mơ hình có hiện tượng tự tương quan.
4.5.3.5 Khắc phụ hiện tượng phương sai thay đổi và tự tương quan
Để khắc phục hiện tượng phương sai thay đổi, và tự tương quan tác giả sự dụng mơ hình khắc phục hồi quy theo phương pháp bình phương tối thiểu tổng quát (GLS – Generalized Least Square).
Bảng 4.8: Bảng kết quả hồi quy GLS
Coefficients: generalized least squares Panels: heteroskedastic
Correlation: common AR(1) coefficient for all panels (0.4623)
Estimated covariances 9 Number of obs 81
Estimated autocorrelations 1 Number of groups 9
Estimated coefficients 7 Time periods 9
Wald chi2(6) 35.82
Prob > chi2 0.0000 NIM Coef. Std. Err. z P>z [95% Conf. Interval]
LOAN 0.0194 0.0116 1.67 0.095 -0.0033588 0.0421 CAP 0.0689 0.0165 4.19 0 0.0366307 0.1012 SIZE 0.0036 0.0027 1.33 0.184 -0.0017189 0.0089 DEPOSIT 0.0007 0.009 0.08 0.936 -0.0168912 0.0183 GDP -0.086 0.1136 -0.76 0.447 -0.3089598 0.1362 CPI 0.0343 0.0103 3.34 0.001 0.0141757 0.0545 _cons -0.017 0.0246 -0.69 0.492 -0.0651594 0.0313
Nguồn: Kết quả xử lý dữ liệu từ phần mềm Stata
Mơ hình nghiên cứu như sau:
𝑁𝐼𝑀𝑖𝑡 = .0194𝐿𝑂𝐴𝑁𝑖𝑡+ .0689𝐶𝐴𝑃𝑖𝑡 + .0036𝑆𝐼𝑍𝐸𝑖𝑡+ .0007𝐷𝐸𝑃𝑂𝑆𝐼𝑇𝑖𝑡 − .086𝐺𝐷𝑃𝑡+ .0343𝐶𝑃𝐼𝑡