Mơ hình Chi bình phương (χ2) P-value
(1) – ROA 1.3e+05 0.0000
(2) – ROE 1210.42 0.0000
(3) – NIM 918.85 0.0000
Nguồn: Kết quả tổng hợp từ Phần mềm Stata 12 trên số liệu tác giả thu thập và tính toán (Phụ lục 5)
Từ bảng 4.8, kết quả kiểm định Greene (2000) cho thấy kết quả với p-value đều bằng 0.0000 < α = 0.05. Suy ra đủ cơ sở để bác bỏ giả thuyết H0 ở mức ý nghĩa 5%, cho thấy tồn tại hiện tượng phương sai thay đổi trong mơ hình dữ liệu nghiên cứu.
Kết luận: Tồn tại hiện tượng phương sai thay đổi trong mơ hình ở mức ý nghĩa 5%. 4.4.7 Kiểm định hiện tượng tự tương quan phần dư trên dữ liệu bảng–
Wooldridge (2002) và Drukker (2003)
Hiện tượng tự tương quan phần dư trong chuỗi dữ liệu có thể ảnh hưởng đến sự hiệu quả của ước lượng mơ 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 phương pháp Wooldridge (2002) và Drukker (2003) và đặt giả thuyết kiểm định như sau:
Giả thuyết H0: Mơ hình khơng có hiện tượng tự tương quan bậc 1 Giả thuyết H1: Mơ hình có hiện tượng tự tương quan bậc 1
Bảng 4.9: Kết quả kiểm tra tự tương quan 3 mơ hình
Mơ hình Chi bình phương (χ2) P-value
(1) – ROA 51.980 0.0000
(2) – ROE 9.540 0.0070
(3) – NIM 28.113 0.0001
Nguồn: Kết quả tổng hợp từ Phần mềm Stata 12 trên số liệu tác giả thu thập và tính tốn (Phụ lục 6)
Kết quả kiểm định bằng phần mềm Stata11 cho kết quả ở bảng 4.9 cho kết quả của 3 mơ hình với p-value có giá trị nhỏ hơn α = 0.05. Suy ra, đủ cơ sở để bác bỏ giả thuyết Ho ở mức ý nghĩa 5% cho thấy tồn tại hiện tượng tự tương quan bậc 1 trong mơ hình dữ liệu nghiên cứu.
Kết luận: Tồn tại hiện tượng tự tương quan bậc 1 trong mơ hình với mức ý nghĩa
5%.
Sau khi thực hiện các phương pháp kiểm tra tính tương quan, đa cộng tuyến, phương sai của nhiễu và tự tương quan trong mơ hình, tác giả tiến hành phân tích kết quả hồi quy thực nghiệm. Phương pháp hồi quy được áp dụng bắt đầu từ mơ hình hồi quy Pooled tới mơ hình tác động cố định – FEM, mơ hình hiệu ứng tác động ngẫu nhiên – REM sau đó so sánh với các phương pháp hồi quy khác như FGLS và Driscoll-Kraay standard errors.
4.4.8 Phân tích kết quả hồi quy
Tác giả tiếp cận mơ hình từ đơn giản đến mơ hình nâng cao với mục đích là khắc phục các nhược điểm kiểm định của mơ hình hồi quy ban đầu. Mở đầu với các mơ hình hồi quy dữ liệu bảng, ước lượng hồi quy Pooled OLS, mơ hình hiệu ứng tác động cố định (Fixed effect – FEM) và mơ hình tác động ngẫu nhiên (Random effects – REM).
Tuy nhiên, cả 3 mơ hình dữ liệu bảng thông thường như Pooled, FEM và REM khơng thể kiểm sốt được hiện tượng phương sai thay đổi của nhiễuvà tự tương quan của phần dư, do đó tác giả sẽ tiến hành hồi quy thêm phương pháp FGLS. Theo kết quả nghiên cứu của Greene (2012), phương pháp FGLS là một phương pháp ước lượng hồi quy trong trường hợp mơ hình tồn tại phương sai thay đổi của nhiễu, hiện tượng tương quan. Mơ hình FGLS kiểm sốt được hiện tượng tự tương quan phần dư, hiện tượng phương sai thay đổi.
Ngoài ra, nghiên cứu này cịn kiểm sốt tương quan phụ thuộc chéo, là điểm mới của đề tài so với các nghiên cứu trước đây. Các nghiên cứu trước đây kết quả có thể bị ảnh hưởng bởi độ tin cậy khi các nghiên cứu này khơng kiểm sốt hiện tượng tương quan phụ thuộc chéo (cross-section dependence), Baltagi (2008) cho rằng tương quan phụ thuộc chéo có ảnh hưởng đến độ tin cậy của kết quả định lượng, khi có cú sốc trong mối quan hệ về các yếu tố tác động đến lợi nhuận trên ngân hàng này sẽ ảnh hưởng đến mối quan hệ ngân hàng kia.
Kiểm định tương quan phụ thuộc chéo có tồn tại trong các yếu tố tác động đến lợi nhuận NHTM tại Việt Nam hay không. Với cỡ mẫu N lớn T tác giả sử dụng kiểm định Pesaran (2004) được giới thiệu trong bài nghiên cứu của Pesaran, M.H. (2004) “General diagnostic tests for cross section dependence in panels, Cambridge Working Papers in Economics, 0435, University of Cambridge”. Giả thuyết kiểm định như sau:
Giả thuyết H0: Mơ hình khơng có hiện tượng tương quan phụ thuộc chéo. Giả thuyết H1: Mơ hình có tồn tại hiện tượng tương quan phụ thuộc chéo.
Bảng 4.10: Kết quả kiểm tra tự tương quan 3 mơ hình
Mơ hình Thống kê Pesaran P-value
(1) – ROA 5.586 0.0000
(2) – ROE 3.163 0.0000
(3) – NIM 6.733 0.0000
Tương quan phụ thuộc chéo là yếu tố tồn tại trong mỗi hệ thống ngân hàng khi các ngân hàng trong hệ thống hoạt động có tính tương tác và liên kết với nhau rất rõ ràng do đặc điểm chung trong cùng một thị trường cạnh tranh và chịu sự quản lý của Ngân hàng Nhà nước. Kết quả kiểm định củng cố bằng chứng khi cả 3 mơ hình đều cho kết quả với mức ý nghĩa rất cao, p-value đều nhỏ hơn 1%. Vì vậy, tồn tại hiện tượng tương quan phụ thuộc chéo.
Nhằm đảm bảo kết quả hồi quy tin cậy, bài luận văn này kiểm soát hiện tượng tương quan phụ thuộc chéo nhằm đảm bảo kết quả tin cậy bằng phương pháp Robust standard errors được giới thiệu bởi Driscoll and Kraay’s (1998). Daniel (2007) phát triển nghiên cứu này và chứng minh sự hiệu quả của phương pháp nghiên cứu bằng mơ phỏng Monte Carlo được trình bày ở nghiên cứu của mình năm 2007. Phương pháp này có thể khắc phục hiệu quả hiện tượng phương sai của nhiễu thay đổi, tự tương quan giữa các phần dư, nội sinh biến trong mơ hình và tương quan phụ thuộc chéo trong cả cỡ mẫu nhỏ và lớn.
Đề tài lần lượt chạy 4 mơ hình POOLED/ FEM, FEM, FGLS và SCC với biến phụ thuộc ROA, ROE, NIM. Tuy nhiên như đã phân tích ở trên, mơ hình SCC có thể khắc phục được hiệu quả và gần như đầy đủ nhất các khuyết tật của mơ hình. Do đó, mơ hình SSC được chọn là mơ hình ra quyết định kết quả thực nhiệm, các mơ hình cịn lại được sử dụng để đối chiếu nhằm kiểm tra tính vững thực nghiệm.
Bảng 4.11: Kết quả hồi quy mơ hình với biến phụ thuộc ROA
(1) (2) (3) (4)
POOLED REM FGLS SCC
ROA ROA ROA ROA
SIZE 0.00261* 0.00261* 0.000665 0.00261*** (1.78) (1.78) (1.13) (5.33) OC 0.187 0.187 0.0452 0.187 (0.98) (0.98) (0.73) (0.91) CR -0.000903 -0.000903 0.000591 -0.000903 (-0.22) (-0.22) (0.50) (-0.37) KAP 0.117** 0.117** -0.0218 0.117** (2.42) (2.42) (-0.86) (2.77) LQ -0.00760 -0.00760 -0.00397 -0.00760*** (-0.79) (-0.79) (-1.02) (-3.34) LOTA -0.0744* -0.0744* -0.0680*** -0.0744*** (-1.78) (-1.78) (-3.22) (-3.88) GDP 0.00386 0.00386 0.00283*** 0.00386*** (1.17) (1.17) (2.76) (3.32) INF 0.000279 0.000279 0.000244** 0.000279 (0.85) (0.85) (2.34) (1.43) _cons -0.0440 -0.0440 0.0331 -0.0440** (-0.70) (-0.70) (1.22) (-2.87) N 170 170 170 170
*, **, *** tương ứng với mức ý nghĩa 10%, 5% và 1%
Nguồn: Kết quả tổng hợp từ Phần mềm Stata 12 trên số liệu tác giả thu thập và tính tốn (Phụ lục 7).
Kết quả nghiên cứu cho thấy đối với ROA làm yếu tố đại diện cho lợi nhuận NHTM. Các ngân hàng có xu hướng sử dụng địn bẩy tài chính cao, thường sử dụng
nguồn vốn huy động trên tổng tài sản càng lớn, tỷ lệ vốn chủ sở hữu càng nhỏ. Kết quả, cùng một mức lợi nhuận rịng, ngân hàng có thể đạt được ROE cao nhưng ROA thấp. Đây là lý do ROA trở thành chỉ số lượng hóa chính xác hơn ROE khi đo lường tỷ suất sinh lời của ngân hàng. Bằng chứng thực nghiệm tại Việt Nam trong giai đoạn 2006 – 2015 cho kết quả biến SIZE, KAP, GDP có tác động cùng chiều, LQ và LOTA có tác động ngược chiều, trong khi OC, CR, INF chưa tìm thấy bằng chứng tác động đến lợi nhuận ngân hàng khi ROA làm biến đại diện lợi nhuận ngân hàng.
Bảng 4.12: Kết quả hồi quy mơ hình với biến phụ thuộc ROE
(1) (2) (3) (4)
FEM REM FGLS SCC
ROE ROE ROE ROE
SIZE -0.0124 0.00949 0.0138*** 0.0189*** (-1.30) (1.25) (3.06) (7.37) OC -0.198 -0.0205 0.474 0.659 (-0.20) (-0.02) (0.78) (1.15) CR -0.0225 -0.0203 0.000978 -0.0152* (-1.08) (-1.04) (0.09) (-1.93) KAP 0.255 0.151 -0.337* 0.0928 (1.14) (0.68) (-1.92) (0.52) LQ -0.168*** -0.109** -0.0241 -0.0728*** (-3.00) (-2.27) (-0.75) (-5.54) LOTA 0.154 0.0158 -0.0837 -0.0765 (0.87) (0.09) (-0.55) (-0.50)
GDP 0.0139 0.0345** 0.0391*** 0.0477*** (0.93) (2.35) (4.16) (3.78) INF 0.00140 0.00318** 0.00354*** 0.00422** (0.99) (2.23) (3.72) (2.39) _cons 0.222 -0.448 -0.471** -0.740*** (0.63) (-1.47) (-2.33) (-7.55) N 170 170 170 170
*, **, *** tương ứng với mức ý nghĩa 10%, 5% và 1%
Nguồn: Kết quả tổng hợp từ Phần mềm Stata 12 trên số liệu tác giả thu thập và tính tốn (Phụ lục 7).
Khi sử dụng ROE làm yếu tố đo lường lợi nhuận ngân hàng, yếu tố này đo lường lợi nhuận trên tiêu chuẩn sử dụng vốn tự có. Bằng chứng thực nghiệm tại Việt Nam trong giai đoạn 2006 – 2015 cho kết quả biến SIZE, GDP và INF có tác động cùng chiều, CR, LQ có tác động ngược chiều, trong khi OC, KAP, LOTA chưa tìm thấy bằng chứng tác động đến lợi nhuận ngân hàng.
Bảng 4.13: Kết quả hồi quy mơ hình với biến phụ thuộc NIM
(1) (2) (3) (4)
FEM REM FGLS SCC
NIM NIM NIM NIM
SIZE 0.00104 0.00118 0.00205*** 0.00197**
(1.19) (1.51) (3.39) (2.83)
OC 0.631*** 0.644*** 0.744*** 0.722***
CR 0.000415 -0.000488 -0.00154 -0.00176 (0.22) (-0.27) (-1.20) (-0.70) KAP 0.0416** 0.0473** 0.0421* 0.0615*** (2.03) (2.33) (1.89) (3.67) LQ -0.00813 -0.00335 -0.00131 0.00720** (-1.58) (-0.70) (-0.34) (2.31) LOTA -0.00402 -0.00877 -0.0300 -0.0261 (-0.25) (-0.54) (-1.53) (-0.82) GDP 0.00302** 0.00314** 0.00290*** 0.00421*** (2.21) (2.33) (2.58) (3.34) INF 0.000323** 0.000346*** 0.000303*** 0.000453* (2.49) (2.68) (2.68) (2.15) _cons -0.0419 -0.0424 -0.0508* -0.0586*** (-1.30) (-1.42) (-1.84) (-3.70) N 170 170 170 170
*, **, *** tương ứng với mức ý nghĩa 10%, 5% và 1%
Nguồn: Kết quả tổng hợp từ Phần mềm Stata 12 trên số liệu tác giả thu thập và tính tốn (Phụ lục 7).
Đối với tỷ lệ thu nhập lãi cận biên - NIM làm biến phụ thuộc đo lường các yếu tố ảnh hưởng đến lợi nhuận NHTM, tác giả tìm thấy bằng chứng SIZE, OC, KAP, LQ, GDP, IF có tác động cùng chiều, trong khi CR, LOTA chưa tìm thấy bằng chứng tác động đến lợi nhuận ngân hàng.
Các kết quả từ mơ hình FEM, REM và GLS có kết quả đa số tương đồng với kết quả mơ hình Robust standard errors - Daniel Hoechle (2007) thể hiện tin cậy của
kết quả định lượng khi các mơ hình đối chiếu nhau cùng khẳng định bằng chứng thực nghiệm. Ngoài ra, một số yếu tố chỉ được tìm thấy có ý nghĩa ở Robust standard errors - Daniel Hoechle (2007) như LQ ở mơ hình ROA làm biến phụ thuộc, CR ở mơ hình ROA làm biến phụ thuộc, LQ ở mơ hình NIM làm biến phụ thuộc cho thấy ưu điểm sau khi đã kiểm soát được tương quan phụ thuộc chéo. Yếu tố ảnh hưởng không gian – phụ thuộc lẫn nhau trong hệ thống NHTM là yếu tố rủi ro thanh khoản và rủi ro tín dụng hồn tồn phù hợp với lý thuyết và thực trạng. Khi một ngân hàng có rủi ro tín dụng hay rủi ro thanh khoản thay đổi sẽ ảnh hưởng đến toàn bộ hệ thống ngân hàng, ảnh hưởng đến ngân hàng khác.
4.5 THẢO LUẬN KẾT QUẢ NGHIÊN CỨU
Phần 4.4 đã thảo luận đã tìm ra được các bằng chứng từ phân tích dữ liệu và phương pháp định lượng, việc tìm ra các yếu tố ảnh hưởng và chiều hướng tác động góp phần có quan điểm rõ ràng hơn trong thực trạng Việt Nam giai đoạn 2006 – 2015 của hệ thống NHTM. Kết quả thực nghiệm được trình bày ở phần 4.4 được tổng hợp thành bảng sau:
Bảng 4.14: Tổng hợp bằng chứng thực nghiệm
Biến độc lập
Yếu tố đại diện lợi nhuận NHTM
ROA ROE NIM
SIZE Cùng chiều (***) Cùng chiều (***) Cùng chiều (**) OC Chưa tác động Chưa tác động Cùng chiều (***) CR Chưa tác động Ngược chiều (*) Chưa tác động KAP Cùng chiều (**) Chưa tác động Cùng chiều (***)
LQ Ngược chiều (***) Ngược chiều (***) Cùng chiều (**) LOTA Ngược chiều (***) Chưa tác động Chưa tác động
GDP Cùng chiều (***) Cùng chiều (***) Cùng chiều (***) INF Chưa tác động Cùng chiều (**) Cùng chiều (*)
*, **, *** tương ứng với mức ý nghĩa 10%, 5% và 1%
Trong các chỉ tiêu đại diện cho lợi nhuận NHTM, ROE đại diện cho lợi nhuận chỉ tiêu vốn chủ sở hửu, lợi nhuận cổ đông. ROA đại diện cho chỉ tiêu lợi nhuận trên tổng tài sản, bao gồm cả địn bẩy tài chính thường sử dụng nguồn vốn huy động để thực hiện các hoạt động kinh doanh tạo ra lợi nhuận. Trong khi tỷ lệ thu nhập lãi cận biên đo lường mức chênh lệch giữa thu từ lãi và chi phí trả lãi mà ngân hàng có thể đạt được thơng qua hoạt động kiểm sốt chặt chẽ tài sản sinh lời và theo đuổicác nguồn vốn có chi phí thấp nhất, phản ánh chủ yếu hiệu quả hoạt động tín dụng.
4.5.1. Giả thuyết H1: Quy mơ ngân hàng tác động cùng chiều đến lợi nhuận của NHTM
Từ bảng 4.11, 4.12, 4.13 cho thấy kết quả hồi quy mơ hình SCC với biến phụ thuộc ROA: coef. = 0.00261 với mức ý nghĩa 1%; kết quả hồi quy mơ hình SCC với biến phụ thuộc ROE: coef. = 0.0189 với mức ý nghĩa 1% và kết quả hồi quy mơ hình SCC với biến phụ thuộc NIM: coef. = 0.00197 với mức ý nghĩa 5%.
Như vậy, kết quả thực nghiệm chấp nhận giả thuyết H1 trong cả ba yếu tố đại diện lợi nhuận sử dụng trong bài luận văn. Kết luận quy mô ngân hàng tác động cùng chiều đến lợi nhuận của NHTM. Kết quả này đồng nhất với quan điểm của Bikker và Hu (2002), Gul, Irshad và Zaman (2011) cho rằng ngân hàng có quy mơ càng lớn, càng có nhiều nguồn vốn để giải ngân cho vay khách hàng và từ đó tăng lợi nhuận kiếm được từ các khoản vay. Phù hợp với lý thuyết kinh tế học vĩ mô, ưu
thế về quy mơ, doanh nghiệp nói chung và ngân hàng nói riêng đều được lợi khi tăng trưởng quy mô trong một giới hạn nhất định, mang lại ưu thế cho ngân hàng trong sự cạnh tranh, cũng như sự hiệu quả trong hoạt động với các sản phẩm, dịch vụ khi có chi phí bình quân giảm, gia tăng lợi nhuận của ngân hàng. Thực nghiệm này cho thấy trong giai đoạn nghiên cứu 2006 -2015 tại Việt Nam, các ngân hàng lớn có lợi nhuận tốt hơn các ngân hàng nhỏ. Các ngân hàng lớn tận dụng được lợi thế quy mơ của mình trong việc tạo ra lợi nhuận.
4.5.2. Giả thuyết H2: Chi phí hoạt động tác động ngược chiều đến lợi nhuận của NHTM
Từ bảng 4.13 cho thấy kết quả hồi quy mơ hình SCC với biến phụ thuộc NIM: coef. = 0.722 với mức ý nghĩa 1%.
Như vậy, bác bỏ giả thuyết H2, nghiên cứu tìm thấy bằng chứng chi phí tác động cùng chiều đến lợi nhuận NHTM ở chỉ tiêu tỷ lệ thu nhập lãi cận biên. Kết quả này chỉ ra rằng các ngân hàng có chi phí càng cao thì thu nhập lãi cận biên càng lớn, bằng chứng này cũng cố quan điểm của các tác giả Molyneux và Thornton (1992), khi cạnh tranh nhân lực xảy ra, việc tăng chi phí lương, thưởng, phụ cấp, các hoạt động quảng bá thương hiệu hiệu quả trong điều kiện các yếu tố khác không đổi sẽ thúc đẩy tăng lợi nhuận của ngân hàng. Nghiên cứu này cũng ủng hộ học thuyết về tiền lương: lương tăng thì năng suất lao động cũng tăng. Trong điều kiện kinh tế Việt Nam với gia tăng cạnh tranh ngày càng lớn, trong khi luôn thiếu hụt nhân lực chất lượng cao ngành ngân hàng, số lượng những nhân viên tín dụng hiệu quả nắm giữ các khách hàng lớn không nhiều. Thu hút được đội ngũ nhân viên tín dụng mang lại nhiều khách lớn, những nhân viên quản lý và nghiệp vụ khác chuyên nghiệp và làm việc năng suất cao khi tăng lương, phụ thưởng, tăng chi phí hoạt động là yếu tố thúc đẩy tăng lợi nhuận ngân hàng. Kết quả chỉ có ý nghĩa thống kê NIM mặc dù mức ý nghĩa rất cao 1% thể hiện sự cạnh tranh về chi phí hoạt động thể hiện ở lĩnh vực cạnh tranh tín dụng, đây là bằng chứng dễ hiểu vì các nghiệp vụ
khác thơng thường khơng có sự khác biệt về chất lượng dịch vụ, ngoại trừ cạnh tranh tín dụng.
4.5.3. Giả thuyết H3: Rủi ro tín dụng tác động ngược chiều đến lợi nhuận của NHTM
Từ bảng 4.12 cho thấy kết quả hồi quy mơ hình SCC với biến phụ thuộc ROE: coef. = -0.0152 với mức ý nghĩa 10%.
Như vậy, bài luận văn chấp nhận giả thuyết H3: Rủi ro tín dụng tác động