5. Cấu trúc của đề tài
3.3 Kết quả thực nghiệm
Kết quả các mơ hình ước lượng mơ hình (2) được trình bày trong bảng 3.2, 3.3 và 3.4. Bảng 3.2 trình bày kết quả mơ hình Pooled. Bảng 3.3 trình bày kết quả mơ hình FE. Bảng 3.4 trình bày kết quả mơ hình RE. Kết quả kiểm định Hausman được trình bày trong bảng 3.5.
Mơ hình Pooled:
Bảng 3.2: Kết quả hồi quy Pooled
_cons .0295993 .0096257 3.08 0.003 .0104239 .0487746 vol_ex 2.91e-06 5.22e-06 0.56 0.579 -7.49e-06 .0000133 dr .0022269 .0006887 3.23 0.002 .0008549 .0035989 gdp -.0000686 .0014536 -0.05 0.963 -.0029643 .0028272 vol_ir -.0012523 .0011935 -1.05 0.297 -.00363 .0011254 inf -.0002655 .0003529 -0.75 0.454 -.0009685 .0004374 lr -.0324028 .010876 -2.98 0.004 -.0540688 -.0107367 bad -.2775424 .078361 -3.54 0.001 -.4336455 -.1214393 non_inc -2.131022 .4846467 -4.40 0.000 -3.096488 -1.165557 oc 2.266477 .5702267 3.97 0.000 1.130527 3.402426 irs Coef. Std. Err. t P>|t| [95% Conf. Interval] Total .009751592 84 .00011609 Root MSE = .00625 Adj R-squared = 0.6631 Residual .002933429 75 .000039112 R-squared = 0.6992 Model .006818163 9 .000757574 Prob > F = 0.0000 F( 9, 75) = 19.37 Source SS df MS Number of obs = 85
Mơ hình Fixed effects:
Bảng 3.3: Kết quả hồi quy Fixed effects
F test that all u_i=0: F(4, 71) = 8.36 Prob > F = 0.0000 rho .61851761 (fraction of variance due to u_i)
sigma_e .00529993 sigma_u .00674853
_cons .0085212 .0099484 0.86 0.395 -.0113153 .0283578 vol_ex 5.42e-06 4.56e-06 1.19 0.239 -3.68e-06 .0000145 dr .0026622 .0005958 4.47 0.000 .0014742 .0038502 gdp .0015507 .0012805 1.21 0.230 -.0010026 .004104 vol_ir -.0015517 .001029 -1.51 0.136 -.0036036 .0005001 inf -.0004723 .0003026 -1.56 0.123 -.0010758 .0001311 lr -.0080302 .0152658 -0.53 0.601 -.0384692 .0224089 bad .151306 .1247773 1.21 0.229 -.097493 .4001049 non_inc -1.883279 .4687586 -4.02 0.000 -2.817958 -.9486014 oc 1.478878 .5351355 2.76 0.007 .4118478 2.545908 irs Coef. Std. Err. t P>|t| [95% Conf. Interval] corr(u_i, Xb) = 0.1008 Prob > F = 0.0000 F(9,71) = 15.11 overall = 0.4811 max = 17 between = 0.4453 avg = 17.0 R-sq: within = 0.6569 Obs per group: min = 17 Group variable: firm Number of groups = 5 Fixed-effects (within) regression Number of obs = 85
Mơ hình Random effects:
Bảng 3.4: Kết quả hồi quy Random effects
rho 0 (fraction of variance due to u_i) sigma_e .00529993
sigma_u 0
_cons .0295993 .0096257 3.08 0.002 .0107333 .0484653 vol_ex 2.91e-06 5.22e-06 0.56 0.577 -7.33e-06 .0000132 dr .0022269 .0006887 3.23 0.001 .000877 .0035768 gdp -.0000686 .0014536 -0.05 0.962 -.0029176 .0027805 vol_ir -.0012523 .0011935 -1.05 0.294 -.0035916 .001087 inf -.0002655 .0003529 -0.75 0.452 -.0009571 .000426 lr -.0324028 .010876 -2.98 0.003 -.0537193 -.0110862 bad -.2775424 .078361 -3.54 0.000 -.4311271 -.1239577 non_inc -2.131022 .4846467 -4.40 0.000 -3.080912 -1.181132 oc 2.266477 .5702267 3.97 0.000 1.148853 3.3841 irs Coef. Std. Err. z P>|z| [95% Conf. Interval] corr(u_i, X) = 0 (assumed) Prob > chi2 = 0.0000 Random effects u_i ~ Gaussian Wald chi2(9) = 174.32 overall = 0.6992 max = 17 between = 0.8723 avg = 17.0 R-sq: within = 0.5981 Obs per group: min = 17 Group variable: firm Number of groups = 5 Random-effects GLS regression Number of obs = 85
Với việc kiểm định Hausman test cho ra kết quả như sau: Bảng 3.5: Kết quả kiểm định Hausman test
(V_b-V_B is not positive definite) Prob>chi2 = 0.0001
= 24.01
chi2(4) = (b-B)'[(V_b-V_B)^(-1)](b-B) Test: Ho: difference in coefficients not systematic
B = inconsistent under Ha, efficient under Ho; obtained from xtreg b = consistent under Ho and Ha; obtained from xtreg vol_ex 5.42e-06 2.91e-06 2.51e-06 1.31e-06
dr .0026622 .0022269 .0004353 .0001413 gdp .0015507 -.0000686 .0016193 .0004126 vol_ir -.0015517 -.0012523 -.0002994 .0002234 inf -.0004723 -.0002655 -.0002068 .0000551 lr -.0080302 -.0324028 .0243726 .01436 bad .151306 -.2775424 .4288484 .1246549 non_inc -1.883279 -2.131022 .2477428 .266614 oc 1.478878 2.266477 -.7875988 .2712788 fe re Difference S.E. (b) (B) (b-B) sqrt(diag(V_b-V_B)) Coefficients
variables so that the coefficients are on a similar scale.
estimators for anything unexpected and possibly consider scaling your there may be problems computing the test. Examine the output of your of coefficients being tested (9); be sure this is what you expect, or Note: the rank of the differenced variance matrix (4) does not equal the number
Với giả thiết H0: Các ước lượng của mơ hình Fixed effects và mơ hình Random effects không khác nhau đáng kể.
Do Prob>chi2 = 0,0001 < 0,05 nên giả thiết H0 bị bác bỏ, mơ hình Random effects khơng thích hợp và ta sẽ chọn mơ hình Fixed effects.
Ta có kết quả sau:
IRSit = 0,0085212 + 1,478878OCit – 1,883279NON_INCit + 0,151306BADit – 0,0080302LRit – 0,0004723INFt – 0,0015517VOL_IRt + 0,0015507GDPt + 0,0026622DRt + 5,42e-06VOL_EXt
Chi phí hoạt động/tổng tài sản (OC) có mối tương quan dương với IRS, tương ứng
với kỳ vọng ban đầu trước khi chạy mơ hình. Mối tương quan dương chỉ ra rằng chi phí hoạt động/tổng tài sản càng lớn thì IRS càng lớn. Kết quả nghiên cứu này phù hợp với kết quả nghiên cứu trước đây của Demirguc-Kunt and Huizinga (1999), Barajas và những người
có mối liên hệ thuận chiều. Chi phí hoạt động của các ngân hàng ảnh hưởng lớn đến IRS của các ngân hàng đó, khi chi phí hoạt động/tổng tài sản tăng (giảm) 1 đơn vị thì IRS sẽ tăng (giảm) tương ứng 1,478878 đơn vị. Tại Việt Nam, các ngân hàng tỏ ra chưa quản lý hiệu quả chi phí hoạt động dẫn đến chi phí hoạt động cao, qua đó tác động đến IRS. Chính yếu tố cơng nghệ và quy trình ảnh hưởng đến hiệu quả hoạt động của nhân viên làm gia tăng chi phí.
Thu nhập ngồi lãi/tổng tài sản (NON_INC) có mối tương quan âm với IRS, tương
ứng với kỳ vọng ban đầu trước khi chạy mơ hình. Mối tương quan âm chỉ ra rằng thu nhập ngoài lãi/tổng tài sản càng lớn thì IRS càng nhỏ, điều này tương ứng với lý thuyết được nêu ở chương 1. Theo kết quả trong mơ hình thì khi thu nhập ngồi lãi/tổng tài sản tăng (giảm) 1 đơn vị thì IRS giảm (tăng) tương ứng 1,883279 đơn vị. Thật vậy, các ngân hàng có nguồn thu nhập ngồi lãi càng cao thì ngồi việc đa dạng nguồn thu nhập để không chỉ phụ thuộc vào hoạt động cho vay mà cịn đạt được lợi nhuận mong muốn mà khơng cần nâng cao IRS. Các ngân hàng có thị phần cho vay và huy động cao có nhiều cơ hội để cung cấp các dịch vụ đi kèm cho các khách hàng. Như ta thấy trong dữ liệu của các biến trong mơ hình, 2 ngân hàng Vietinbank và VCB có thị phần huy động và cho vay cao nên ngoài ra thu nhập ngoài lãi của 2 ngân hàng này cũng cao hơn hẳn so với các ngân hàng khác. Các ngân hàng này có bộ phận chuyên trách để thực hiện những nghiệp vụ liên quan đến chứng khoán, ngoại hối đồng thời thường xuyên đưa ra các sản phẩm dịch vụ mới nhằm thu hút khách hàng.
Chất lƣợng nợ (BAD) có mối tương quan dương với IRS, tương ứng với kỳ vọng ban
đầu trước khi chạy mơ hình. Mối tương quan dương chỉ ra rằng nợ xấu càng lớn thì IRS càng lớn, theo kết quả trong mơ hình nghiên cứu thì khi tỷ lệ nợ xấu tăng (giảm) 1 đơn vị thì IRS tăng (giảm) tương ứng 0,151306 đơn vị. Kết quả nghiên cứu này phù hợp với kết quả nghiên cứu trước đây của Randall (1998), Brock và Rojas-Suarez (2000) và Barajas và những người khác (1999, 2000). Do việc gánh chịu chi phí dự phịng cho những khoản nợ xấu mà ngân hàng sẽ nâng IRS lên để bù đắp. Nếu công tác quản trị rủi ro tại các ngân hàng khơng tốt thì chính việc phát sinh nợ xấu sẽ làm ảnh hưởng đến IRS của ngân hàng đó. Ngân hàng phải tốn nhiều chi phí hơn để trích lập dự phịng cho món vay đó đồng thời chi
phí để quản lý món vay đã phát sinh nợ xấu cao hơn chi phí để quản lý các món vay đúng hạn do ngân hàng phải tích cực tìm cách để thu hồi món nợ vay đó về cho ngân hàng.
Rủi ro thanh khoản (LR) có mối tương quan âm với IRS, tương ứng với kỳ vọng ban
đầu trước khi chạy mơ hình. Mối tương quan âm chỉ ra rằng tỷ lệ tài sản có tính lỏng / tổng tài sản càng lớn thì IRS càng nhỏ, theo kết quả của mơ hình nghiên cứu trên thì khi tỷ lệ thanh khoản tăng (giảm) 1 đơn vị thì IRS giảm (tăng) tương ứng 0,0080302 đơn vị cho phù hợp. Thông qua kết quả này, ta nhận thấy chính quan điểm nắm giữ tài sản có tính thanh khoản như thế nào trong Bảng cân đối kế tốn của ngân hàng có ảnh hưởng đến IRS như thế nào. Ngân hàng nào có tài sản có tính lỏng càng lớn thì IRS càng thấp, tức là rủi ro thanh khoản càng thấp thì IRS càng thấp. Do thanh khoản tốt nên ngân hàng khơng khó khăn về nguồn vốn và do vậy chủ động trong cơng tác tín dụng. Ngân hàng khơng nâng cao lãi suất huy động do đã chủ động về nguồn vốn đồng thời do lãi suất huy động thấp nên khi khách hàng có nhu cầu đầu tư kinh doanh thì ngân hàng có thể đáp ứng ngay.
Lạm phát (INF) có mối tương quan âm với IRS. Mối tương quan âm chỉ ra rằng lạm
phát càng cao thì IRS càng thấp, theo mơ hình nghiên cứu thì khi lạm phát tăng (giảm) 1 đơn vị so với cùng kỳ năm trước thì IRS cũng giảm (tăng) tương ứng 0,0004723 đơn vị. Kết quả nghiên cứu này không giống như kết quả nghiên cứu của các tác giả được nêu trong chương 1 (theo Kunt và Huizinga, 1999; Brock và Suarez, 2000; Claessens và những người khác, 2001). Chính vì vậy, IRS tuy bị tác động bởi lạm phát nhưng tùy theo quốc gia mà sẽ có tương quan thuận chiều hay ngược chiều giữa 2 biến. Tại những nước do các tác giả nghiên cứu trên đây thì lạm phát có tác động cùng chiều với IRS, trong khi Việt Nam do 5 ngân hàng có thị phần lớn làm mẫu đại diện thì lại cho kết quả ngược chiều. Điều này có thể lý giải rằng lạm phát đã ảnh hưởng rất lớn đến đời sống kinh tế, xã hội thông qua giá cả các loại mặt hàng thiết yếu và làm ảnh hưởng đến sức mua của người tiêu dùng. Chính vì vậy, nếu ngân hàng áp dụng IRS quá lớn sẽ ảnh hưởng đến giá cả đầu ra của các sản phẩm làm sức mua đã giảm lại còn giảm hơn, ảnh hưởng đến khả năng tăng trưởng của nền kinh tế. Việc áp dụng IRS thấp của các ngân hàng vừa chia sẻ khó khăn với khách hàng vừa thúc đẩy tăng trưởng tín dụng khi kinh tế khó khăn.
Biến động của lãi suất (VOL_IR) có mối tương quan âm với IRS, không tương ứng
với kỳ vọng ban đầu trước khi thực hiện mơ hình. Mối tương quan âm chỉ ra rằng lãi suất biến động càng mạnh thì IRS càng thấp. Tuy nhiên hệ số khơng có ý nghĩa thống kê.
Tốc độ tăng GDP (GDP) có mối tương quan dương với IRS. Mối tương quan dương
chỉ ra rằng GDP càng tăng cao thì IRS càng lớn. Nghiên cứu này cho ra kết quả tương tự kết quả của Moore và Craigwell (2000) rằng tốc độ tăng của GDP thuận chiều với IRS của 5 ngân hàng làm mẫu nghiên cứu. Theo kết quả của mơ hình nghiên cứu, GDP tăng (giảm) 1 đơn vị thì IRS tăng (giảm) 0,0015507 đơn vị tương ứng theo. Điều này có thể ký giải rằng kinh tế phát triển, nhu cầu vốn đầu tư vào nền kinh tế cao làm lãi suất cho vay tăng cao kéo giãn IRS của các ngân hàng.
Lãi suất chiết khấu (DR) có mối tương quan dương với IRS, tương ứng với kỳ vọng ban đầu trước khi thực hiện mơ hình. Mối tương quan dương này chỉ ra rằng lãi suất chiết khấu càng cao thì IRS càng lớn. Theo kết quả của mơ hình nghiên cứu, khi lãi suất tăng (giảm) 1 đơn vị thì IRS tăng (giảm) tương ứng 0,0026622 đơn vị. Đây là cơng cụ dùng để điều hành chính chính sách tiền tệ của Ngân nhà nhà nước Việt Nam. Thông qua mối quan hệ giữa IRS và lãi suất chiết khấu đại diện mẫu là 5 ngân hàng thương mại cổ phần có quy mơ lớn, ta nhận thấy rằng khi lãi suất chiết khấu áp dụng đưa ra tăng cao làm chi phí vốn của ngân hàng tăng lên, qua đó tác động đến chi phí tổng thể tăng lên. Với việc chi phí tổng thể tăng lên, ngân hàng sẽ bù đắp chi phí này thơng qua hạ lãi suất huy động tiền gửi xuống hay nâng lãi suất cho vay lên hay áp dụng đồng thời hai phương án trên, qua đó kéo giãn IRS của ngân hàng mình. Lãi suất chiết khấu được Ngân hàng nhà nước đưa ra áp dụng cao là khi nền kinh tế tăng trưởng nóng hay lạm phát tăng cao, Ngân hàng nhà nước đang muốn hạ tăng trưởng tín dụng của tồn hệ thống xuống nhằm ổn định kinh tế vĩ mô. Tương tự, khi nền kinh tế tăng trưởng chậm hay suy thối, để kích thích tăng trưởng tín dụng hay cung tiền cho nền kinh tế, Ngân hàng nhà nước sẽ phát tín hiệu thơng qua việc hạ lãi suất chiết khấu chứng từ có giá xuống. Lãi suất chiết khấu được giảm kéo theo IRS của ngân hàng cũng giảm theo.
Biến động của tỷ giá (VOL_EX) có mối tương quan dương với IRS, tương ứng với kỳ vọng ban đầu trước khi thực hiện mơ hình. Mối tương quan dương thể hiện nền kinh có
tỷ giá biến động càng mạnh thì IRS càng lớn. Theo kết quả được đưa ra của mơ hình hồi quy thì khi độ lệch chuẩn tăng (giảm) 1 đơn vị thì IRS tăng (giảm) tương ứng 5,42e-06 đơn vị. Kết quả của mơ hình nghiên cứu thơng qua mẫu là 5 ngân hàng thương mại có thị phần lớn.
Trong mơ hình nghiên cứu trên, do hạn chế về công tác thu thập dữ liệu nên những biến: Dự trữ bắt buộc, Thị phần, Mục tiêu, Sức mạnh thị trường và dữ liệu của toàn bộ các ngân hàng tại Việt Nam đã khơng được đưa vào mơ hình. Do vậy, kết quả hồi quy của mơ hình khơng thể hiện đầy đủ tất cả những yếu tố tác động đến chênh lệch lãi suất cho vay và huy động tại Việt Nam nhưng cũng phản ánh tương đối thông qua việc chọn mẫu nghiên cứu là 5 ngân hàng thương mại hàng đầu và có thị phần lớn tại Việt Nam.
Thơng qua kết quả hồi quy trong Bảng 3.3, ta nhận thấy có 4 biến tương quan âm (Thu nhập ngoài lãi/tổng tài sản, Rủi ro thanh khoản, Lạm phát, Biến động của lãi suất) và 5 biến tương quan dương (Chi phí hoạt động/tổng tài sản, Chất lƣợng nợ, GDP, Lãi suất chiết khấu, Biến động của tỷ giá) với IRS. Những biến tương quan âm có mối quan hệ ngược chiều với IRS, tức là những biến này càng lớn thì IRS càng nhỏ và ngược lại. Tương tự, những biến tương quan dương có mối quan hệ thuận chiều với IRS, tức là những biến này càng lớn thì IRS càng lớn và ngược lại. Trong các biến có ảnh hưởng đến IRS thì 3 biến Chi phí hoạt động/tổng tài sản, Thu nhập ngoài lãi/tổng tài sản, Chất lƣợng nợ có ảnh hưởng mạnh nhất đến IRS, vì vậy cần tập trung tác động đến 3 biến này để tác động đến IRS có hiệu quả nhất.