Mean Media n Maximu m Minimu m Std. Dev. Sum Sq. Dev. Observation s NPL 0.0203 0.0193 0.0969 0.0008 0.0131 0.0169 99 SIZE 0.0909 0.0613 0.2876 0.0052 0.0764 0.5718 99 EA 0.0897 0.0840 0.2662 0.0285 0.0392 0.1508 99 LA 0.5334 0.5456 0.8080 0.2753 0.1214 1.4450 99 LLR_T L 0.0141 0.0110 0.0642 0.0008 0.0110 0.0118 99 NPLt_1 0.0223 0.0183 0.2791 0.0008 0.0291 0.0829 99 GDP 0.0623 0.0624 0.0755 0.0525 0.0081 0.0064 99 INF 0.1035 0.0830 0.2312 0.0409 0.0593 0.3446 99 ROE 0.1340 0.1328 0.3057 0.0040 0.0648 0.4117 99 NII 0.2183 0.2090 0.5660 -0.2051 0.1303 1.6627 99 LOANS 0.3414 0.2314 1.6003 -0.0226 0.3242 10.297 5 99
Nguồn : Tác giả thống kê từ Eview
Bảng 3.9 trình bày thống kê mơ tả cho tất cả các biến phụ thuộc và các biến độc lập, bao gồm giá trị trung bình (mean), giá trị nhỏ nhất (minimum), giá trị lớn nhất (maximum) và độ lệch chuẩn (Std.dev), phương sai (Sum Sq. Dev), số quan sát (Obsv).Với 99 quan sát, kết quả cho thấy giá trị trung bình củatỷ lệ nợ xấu 1.93% với độ lệch chuẩn là 1.31% giá trị lớn nhất 9.69% của ngân hàng BIDV vào năm 2006, giá trị thấp nhất 0.08% của ngân hàng ACB vào năm 2014.
Trang 43
Bảng thống kê cũng cho thấy giá trị trung bình của tỷ lệ nợ xấu quá khứ 1,83%, Tỷ lệ vốn chủ sở hữu trên tổng tài sản là 8.4%, Tỷ lệ dư nợ cho vay trên tổng tài sản là 54,5%, Tốc độ tăng trưởng tín dụng là 23,1%, Tỷ lệ dự phịng rủi ro tín dụng trên tổng dư nợ tín dụng là 1,1%, Thu nhập trên vốn chủ sở hữu là 14,3%, Tỷ lệ thu nhập ngoại lãi trong tổng thu nhập 20,9%. Bảng thống kê cũng cho thấy trong giai đoạn 2006 - 2014, tốc độ tăng trưởng GDP ở mức bình quân là 6.24%,Tỷ lệ lạm phát ở mức bình quân 8.3%.
Ma trận hệ số tương quan được trình bày trong Bảng 3.10.Có thể thấy rằng hầu hết các hệ số tương quan giữa các cặp biến độc lập đều khá nhỏđiều này cho thấy có rất ít mối bận tâm về hiện tượng đa cộng tuyến giữa các biến độc lập trong trường hợp này.
Trang 44
Bảng 3.9: Ma trận hệ số tƣơng quan giữa các biến
Variance SIZE EA LA LLR_TL NPL1 GDP INF ROE NII LOANS
SIZE 1 EA -0.5547 1 LA 0.3302 -0.0988 1 LLR_TL 0.6442 -0.4258 0.2562 1 NPLt_1 0.3042 -0.2041 0.0986 0.6565 1 GDP 0.0000 0.1582 -0.1319 -0.0415 0.0781 1 INF 0.0000 0.1599 -0.0663 0.0262 -0.1546 0.4587 1 ROE 0.3060 -0.4353 -0.2621 0.1408 -0.0664 0.2105 0.1959 1 NII -0.0531 0.1909 0.0440 -0.1130 -0.0614 0.0275 -0.0689 0.1994 1 LOANS -0.2712 0.1995 -0.0706 -0.2758 -0.1214 0.2381 -0.0566 0.1689 0.2445 1
Trang 45
3.2.6Kiểm định nghiệm đơn vị dữ liệu bảng
Để kiểm định tính dừng của các biến chuỗi thời gian là các yếu tố kinh tế vĩ mô, kiểm định Augmented Dickey - Fuller (ADF) truyền thống với giả thuyết:
H0: ρ = 0 => kết luận: có nghiệm đơn vị hoặc chuỗi khơng dừng; H1: ρ ≠ 0 => kết luận: chuỗi khơng có nghiệm đơn vị hoặc chuỗi dừng.
Tiêu chí quan trọng đó là nếu giá trị Prob nhỏ hơn mức ý nghĩa thống kê 10% thì giả thuyết H0 bị bác bỏ, giả thuyết H1 được chấp nhận.
Kết quả kiểm định được trình bày trong bảng 2.11
Qua bảng 2.11 ta thấy hầu hết các biến đều dừng (khơng có nghiệm đơn vị). Các biến dừng ở sai phân bậc nhất đối với cả 3 phương pháp LLC, ADF, PP. Tuy nhiên, đối với các biến NPL, NPLt-1, SIZE, GDP,ROE thì các biến thõa mãn dừng không đồng nhất ở cả ba phương pháp với mức ý nghĩa là 10%. Như vậy, qua bước kiểm định nghiệm đơn vị có thể thấy tất cả các chuỗi biến đưa vào mơ hình nghiên cứu đều thỏa mãn là chuỗi dừng.
Bảng 3.10 Kết quả kiểm định nghiệm đơn vị dữ liệu bảng
Variance LLC Prob ADF Prob PP Prob
NPL 1.5766 0.9426 25.7899 0.2608 57.8838 0.0000 SIZE -3.3937 0.0003 29.1978 0.1393 45.6386 0.0022 EA -2.3334 0.0098 18.8445 0.6549 28.2507 0.1675 LA -4.1554 0.0000 31.3747 0.0887 50.7801 0.0005 LOANS -8.6292 0.0000 41.7266 0.0067 41.8244 0.0066 LLR_TL -6.6016 0.0000 39.7186 0.0117 21.7421 0.4754 NPLt_1 8.6513 1.0000 32.9740 0.0622 57.5923 0.0001 ROE -4.1076 0.0000 29.5953 0.1286 31.9730 0.0779 NII -4.4977 0.0000 31.4947 0.0864 38.0773 0.0180 GDP -4.4427 0.0000 15.8065 0.8254 27.0115 0.2108 INF -5.9076 0.0000 44.0597 0.0035 55.0022 0.0001
Trang 46
3.2.6 Kết quả hồi quy các yếu tố tác động tới tỷ lệ nợ xấu của các NHTM
Tác giả hồi quy theo 2 cách tiếp cận là Fixed Effect và Random Effect. Kết quả được cho ở bảng 3.12:
Bảng 3.11: Kết quả hồi quy các yếu tố tác động tới tỷ lệ nợ xấu
Dependent variable NPL
Independent variable Fixed Effects Random Effect
C 0.00541 0.016746*** [0.012343] [0.008813] 0.6624 0.0607 SIZE 0.04581 -0.01086 [0.044367] [0.020527] 0.3050 0.5980 EA 0.03499 0.02286 [0.033097] [0.03015] 0.2937 0.4504 LA 0.00729 -0.00122 [0.01232] [0.008975] 0.5560 0.8926 LOANS -0.00569** -0.005371** [0.002747] [0.002661] 0.0417 0.0466 LLR_TL 0.321561** 0.341147** [0.146195] [0.133115] 0.0308 0.0121 NPLt_1 0.228932* 0.242446* [0.04016] [0.037994] 0.0000 0.0000 ROE -0.06086* -0.053425* [0.018057] [0.017327] 0.0012 0.0027 NII -0.0030 -0.0058 [0.007007] [0.006538] 0.6681 0.3738 GDP 0.0193 -0.0082 [0.115679] [0.112231] 0.8679 0.9416
Trang 47 INF 0.035252** 0.036104** [0.015633] [0.015463] 0.0269 0.0218 No. of observations 99 99 R2 0.774937 0.672194 F statistic 13.4285 18.05 Probability (F – statistic) 0.0000 0.0000 Durbin-Watson stat 2.02209 1.87344
Nguồn: Tác giả tự tổng hợp từ Eview Ghi chú : *, **, *** hệ số có ý nghĩa thống kê ở mức ý nghĩa 1%, 5%, 10%
3.2.7 Kiểm định lựa chọn mơ hình phù hợp
Tác giả sử dụng kiểm định Hausman để lựa chọn phương pháp ước lượng phù hợp giữa hai phương pháp ước lượng tác động ngẫu nhiên và tác động cố định. Kết quả kiểm định Hausman thể hiện ở bảng 3.13.
Giả thiết kiểm định
Ho: βFEM là phù hợp nhưng không hiệu quả Β REM phù hợp và hiệu quả
H1: βFEM là phù hợp
Trang 48
Bảng 3.12: Kết quả kiểm định Hausman đối với mơ hình NPL
Correlated Random Effects - Hausman Test Equation: NPL_REM
Test cross-section random effects
Test Summary Chi-Sq. Statistic Chi-Sq. d.f. Prob.
Cross-section random 0.00000 10 1.0000
Nguồn: Tác giả tính tốn từ phần mền Eview
Như vậy, với mức ý nghĩa thống kê 5%, kiểm định Hausman (bảng 2.13) đã chấp nhận giả thuyết H0. Nghĩa là mơ hình NPL hồi quy theophương pháp REM phù hợp và hiệu quả hơn theo phương pháp FEM.
3.2.7 Kiểm định hiện tƣợng tự tƣơng quan
Để kiểm định hiện tượng tự tương quan sử dụng hàm estat dwatson để tính d (Durbin_watson), nếu d trong khoảng (1.659- 2.341) thì mơ hình khơng xảy ra hiện tượng tự tương quan.
Giả thuyết kiểm định
H0: Mơ hình hồi quy khơng có hiện tượng tự tương quan H1: Mơ hình hồi quy có hiện tượng tự tương quan
Theo kết quả hồi quy và kiểm định phù hợp của mơ hình ở bảng 2.13 giá trị của d =1.87344 như vậy ta chấp nhận giả thuyết H0 tức mô hình hồi quy khơng xảy ra hiện tượng tự tương quan.
3.2.8 Kiểm định phân phối chuẩn
Giả thuyết kiểm định
H0: Phần dư của mơ hình khơng có phân phối chuẩn (εi ≈ N(0;σ2
) H1: Phần dư của mơ hình có phân phối chuẩn
Trang 49
Biểu đồ 3.4: Biểu đồ tần suất phần dƣ NPL
Nguồn: Tác giả tổng hợp từ phần mềm Eview
Kết quả kiểm định (biểu đồ 3.4) cho thấy kết quả giá trị trung bình phần dư = 0.000013 gần bằng 0, độ lệch chuẩn Std.Dev = 0.007387. Như vậy, ta bác bỏ giả thuyết H0 và chấp nhận giả thuyết H1, tức là phần dư của mơ hình có phân phối chuẩn. Do đó có thể kết luận rằng giả định phân phối chuẩn của phần dư trong mô hình các yếu tố ảnh hưởng đến tỷ lệ nợ xấu không bị vi phạm.
3.2.9 Các kiểm định giả thuyết nghiên cứu
Dựa vào bảng kết quả bảng 3.12 và kết quả kiểm định tính phù hợp của mơ hình tác giả kiểm định 10 giả thuyết nghiên cứu như sau:
Giả thuyết 1:Tổng tài sản của NH càng lớn thì tỷ lệ nợ xấu có thể giảm.
Kiểm định cho kết quả Prob = 0.5980 lớn hơn mức ý nghĩa 10% .Như vậy, với mức ý nghĩa 10% quy mô ngân hàng khơng có tác động tới tỷ lệ nợ xấu của NHTM Việt nam. 0 4 8 12 16 20 24 -0.01 0.00 0.01 0.02 0.03
Series: Standardized Residuals Sample 2006 2014 Observations 99 Mean 0.00395 Median -0.001292 Maximum 0.028069 Minimum -0.015129 Std. Dev. 0.007387 Skewness 0.920633 Kurtosis 4.433412 Jarque-Bera 22.46032 Probability 0.000013
Trang 50
Giả thuyết 2: Tỷ lệ vốn chủ sở hữu trên tổng tài sản càng lớn thì tỷ lệ nợ xấu càng giảm.
Kiểm định cho kết quả Prob của biến EA là 0.4504 lớn hơn mức ý nghĩa thống kê 10%, điều đó cho thấy Tỷ lệ vốn chủ sở hữu trên tổng tài sản khơng có tương quan với tỷ lệ nợ xấu của các NHTM Việt nam với mức ý nghĩa 10%
Giả thuyết 3: Tỷ lệ dƣ nợ tín dụng trên tổng tài sản càng lớn thì tỷ lệ nợ xấu càng cao.
Kiểm định cho kết quả Prob của biến LA khơng có ý nghĩa thống kê ở mức ý nghĩa thống kê 10%. Như vậy trong điều kiện các yếu tố khác không đổi, với mức ý nghĩa thống kê 10% thì LA khơng tác động đến tỷ lệ nợ xấu NPL của NHTM Việt nam.
Giả thuyết 4: Tốc độ tăng trƣởng tín dụng càng cao thì tỷ lệ nợ xấu càng cao.
Kiểm định cho kết quả Prob = 0.0466 của biến LOANS cho thấy có mối tương quan nghịch giữa tốc độ tăng trưởng tín dụng và tỷ lệ nợ xấu ở mức ý nghĩa thống kê 5%. Như vậy trong điều kiện các yếu tố khác không đổi tốc độ tăng trưởng tín dụng càng cao thì tỷ lệ nợ xấu của ngân hàng càng giảm.
Giả thuyết 5: Tỷ lệ dự phịng rủi ro tín dụng trên tổng dƣ nợ càng cao thì tỷ lệ nợ xấu có thể tăng.
Kiểm định cho kết quả Pro = 0.0121 của biến tỷ lệ dự phịng rủi ro tín dụng trên tổng dư nợ có mối tương quan đồng biến ở mức ý nghĩa thống kê 5%. Như vậy trong điều kiện các yếu tố khác không đổi, với mức ý nghĩa thống kê 5% LLR_TL càng cao thì tỷ lệ nợ xấu của NHTM Việt nam càng cao.
Giả thuyết 6: Tỷ lệ nợ xấu quá khứ càng cao thì tỷ lệ nợ xấu hiện tại càng cao
Kiểm định cho kết quả Prob = 0.0000 của biến NPLt-1 ở mức ý nghĩa thống kê 1%, kết quả cho thấy có mối tương quan thuận với biến NPL. Như vậy trong
Trang 51
điều kiện các yếu tố khác khơng đổi thì tỷ lệ nợ xấu càng cao thì NPL của NHTM Việt nam càng tăng.
Giả thuyết 7: Tỷ suất sinh lợi trên VCSH càng cao thì tỷ lệ nợ xấu càng giảm
Kiểm định cho kết quả Prob của ROE có mối quan hệ tương quan nghịch với biến NPL (Prob = 0.0027). Như vậy biến ROE có tác động ngược chiều lên NPL của ngân hàng thương mại Việt nam và có ý nghĩa thống kê ở mức ý nghĩa 1%. Như vậy trong điều kiện các yếu tố khác không đổi, ROE càng cao thì tỷ lệ nợ xấu NHTM Việt nam càng giảm.
Giả thuyết 8: Tỷ lệ thu nhập ngồi lãi trên tổng thu nhập càng cao thì tỷ lệ nợ xấu càng giảm.
Kiểm định cho kết quả Prob của NII khơng có mối quan hệ tương quan biến NPL (Prob = 0.3738). Như vậy trong điều kiện các yếu tố khác khơng đổi thì NII khơng có tác động tới tỷ lệ nợ xấu của NHTM Việt nam.
Giả thuyết 9: Tốc độ tăng trƣởng GDP càng cao thì tỷ lệ nợ xấu càng giảm.
Kiểm định cho kết quả Prob khơng có mối quan hệ tương quan với biến NPL (Prob = 0.9416)ở mức ý nghĩa thống kê 10%. Như vậy với mức ý nghĩa trong điều kiện các yếu tố khác không đổi khi tỷ lệ tăng trưởng GDP khơng có tác động tới tỷ lệ nợ xấu của các NHTM Việt nam.
Giả thuyết 10: Tỷ lệ lạm phát càng cao thì tỷ lệ nợ xấu càng tăng.
Kiểm định cho kết quả Prob của INF có mối quan hệ tương quan đồng biến với biến NPL (Prob =0.0218) ở mức ý nghĩa thống kê 5%. Như vậy trong điều kiện các yếu tố khác khơng đổi thì tỷ lệ lạm phát càng cao sẽ tác động làm tỷ lệ nợ xấu của NHTM Việt nam càng cao ở mức ý nghĩa thống kê 5%.
Trang 52
3.2.10 Giải thích kết quả mơ hình nghiên cứu các nhân tố ảnh hƣởng đến tỷ lệ nợ xấu của Ngân hàng thƣơng mại Việt nam
3.2.10.1 Giải thích ý nghĩa hệ số hồi quy riêng trong mơ hình
3.2.10.1.1 Các yếu tố nội tại của ngân hàng thƣơng mại
Hệ số hồi quy của biến Tốc độ tăng trưởng tín dụng:có ý nghĩa với mức
thống kê 5% và ngược với kỳ vọng là tương quan âm. Khi các yếu tố khác không đổi Tốc độ tăng trưởng tín dụng tăng 1 đơn vị thì tỷ lệ nợ xấu giảm tương ứng 0.005371 đơn vị. Kết quả cho thấy trong giai đoạn 2006-2014 với bộ dữ liệu từ 11 Ngân hàng thì tốc độ tăng trưởng dư nợ tăng nhanh hơn tốc độ nợ xấu phát sinh. Tuy nhiên, hệ số này cũng là khá nhỏ cho thấy tương quan âm là khá thấp và đây được xem là chỉ báo tốc độ tăng trưởng tín dụng khơng thể giúp giảm tỷ lệ nợ xấu trong tương lai.
Hệ số hồi quy của biến Tỷ lệ dự phịng rủi ro tín dụng trên Tổng dư nợ tín dụng: có tương quan dương với tỷ lệ nợ xấu của NHTM Việt nam với mức ý nghĩa
5% điều này khá phù hợp với giả thuyết ban đầu. Khi các yếu tố khác không đổi khi Tỷ lệ dự phịng rủi ro tín dụng trên Tổng dư nợ tín dụng tăng 1 đơn vị thì tỷ lệ nợ xấu tăng 0.341177 đơn vị. Nguyên nhân chó kết quả trên là các ngân hàng có hệ thống giám sát, quản trị rủi ro yếu khi phát sinh nợ xấu tăng cao mới tăng trích lập dự phịng nên khơng thể trích lập dự phịng đầy đủ so với tỷ lệ nợ xấu phát sinh.
Hệ số hồi quy của biến Tỷ lệ nợ xấu quá khứ: với mức ý nghĩa 1% Tỷ lệ nợ
xấu quá khứ có tương quan với Tỷ lệ nợ xấu hiện tại của NHTM Việt nam. Khi các yếu tố khác không đổi khi tỷ lệ nợ xấu quá khứ tăng 1 đơn vị thì tỷ lệ nợ xấu hiện tại tăng 0.2422446 đơn vị. Kết quả này phù hợp với kỳ vọng ban đầu, nguyên nhân là tỷ lệ nợ xấu tăng thêm gánh nặng giải quyết nợ xấu ở hiện tại.
Hệ số hồi quy của biến Thu nhập trên VCSH: Thu nhập trên VCSH có tương
quan nghịch chiều với tỷ lệ nợ xấu với mức ý nghĩa 1% phù hợp với kỳ vọng ban đầu . Khi các yếu tố khác không đổi khi Thu nhập trên VCSH tăng lên 1 đơn vị thì tỷ lệ nợ xấu giảm 0.053425 đơn vị. Nguyên nhân là ngân hàng nào có kết quả kinh
Trang 53
doanh tốt, tối thiểu chi phí kinh doanh và tối đa lợi nhuận điều này làm giảm nợ xấu.
3.2.10.2 Các yếu tố Vĩ mô.
Hệ số hồi quy của biến Tỷ lệ lạm phát: với mức ý nghĩa 1%, Tỷ lệ lạm phát
có tương quan đồng biến với tỷ lệ nợ xấu của các NHTM Việt nam. Khi các yếu tố khác không đổi nếu Tỷ lệ lạm phát tăng 1 đơn vị thì tỷ lệ nợ xấu tăng 0.036104 đơn vị. Giải thích cho kết quả trên cho thấy khi tỷ lệ lạm phát tăng cao thì Chính phủ sử dụng các công cụ nhằm giảm thiểu tỷ lệ lạm phát bằng cách hạn chế cấp tín dụng, tăng dự trữ tiền gửi ở các NH, tăng lãi suất điều này làm cho tiếp cận đối với dòng vốn của khách hàng khó khăn ảnh hưởng quá trình kinh doanh của các doanh nghiệp từ đó tăng khả năng trả nợ quá hạn đối với khách hàng.
3.2.10.2Những hạn chế của mơ hình nghiên cứu
Mơ hình nghiên cứu của tác giả chưa đề làm rõ được tác động của yếu tố phi tài chính như: trình độ chun mơn của cán bộ tín dụng, chất lượng khách hàng vay vốn,công nghệ…. Nguyên nhân chủ yếu là tác giả vẫn chưa có đầy đủ thơng tin, thời gian và chi phí để dữ liệu thập dữ liệu các yếu tố trên.
Nguồn dữ liệu của các ngân hàng thương mại Việt nam bị hạn chế: Thứ nhất