6. Bố cục của nghiên cứu
3.6. Phân tích các nhân tố tác động đến hiệu quả tài chính của NHTMCP Việt
3.6.2. Mơ hình nghiên cứu chỉ bao gồmcác biến nội tại và biến vĩ mô
3.6.2.1. Mơ hình hồi quy với biến phụ thuộc là ROA:
Mơ hình nghiên cứu:
Yi,t = β1 + β2CAi,t + β3LLRi,t + β4MEi,t + β5LIQi,t + β6SIZEi,t + β7GDPi,t + β8CPIi,t + ui,t
Kết quả hồi quy theo phương pháp OLS thông thường:
Theo kết quả hồi quy tại Phụ lục 11, khi ta đưa ba biến vĩ mơ vào mơ hình tức biến GDP và CPI so với mơ hình hồi quy các biến nội tại của ngân hàng thì giá trị R2 đã có sự gia tăng và đạt giá trị là 61,26% so với giá trị ban đầu là 58,86%. Mặt khác, trong 02 biến đưa vào mơ hình nghiên cứu, kết quả chỉ có biến GDP có ý nghĩa thống kê với mức ý nghĩa 1%. Từ có gia tăng biến khơng có ý nghĩa trong mơ hình lên thành 3 biến gồm LLR, SIZE và CPI.
Tiến hành kiểm định Wald nhằm đánh giá tính cần thiết phải đưa vào mơ hình của 3 biến gồm LLR, SIZE và CPI, kết quả kiểm định:
Kết quả cho thấy giá trị F =0,692284 với p-value = 0,5578 > 0,05 nên các biến trên khơng cần thiết phải đưa vào mơ hình.
Ta thêm biến CPI và GDP vào mơ hình. Trong đó, 02 biến này khơng chịu chi phối bởi thời gian theo từng biến ngân hàng. Vì vậy, ta chỉ áp dụng hiệu ứng cố định biến ngân hàng và hiệu ứng ngẫu nhiên với biến ngân hàng.
Kết quả hồi quy OLS với hiệu ứng cố định (FEM):
Đối với việc hồi quy biến ROA thì ta chỉ tính tốn được kết quả khi tiến hành chạy hồi quy biến ROA với hiệu ứng cố định nhân tố ngân hàng, chi tiết tại Phụ lục 11. Từ kết quả hồi quy tại Phụ lục 11, ta thấy giá trị R2 khi đưa biến vĩ mơ vào làm cho mức độ giải thích của biến độc lập đối với biến phụ thuộc khi cố định yếu tố ngân hàng đạt giá trị là 73,34% và giá trị này khi tính tốn hồi quy với biến nội tại là 71,73%. Tuy nhiên, giá trị chênh lệch cũng không quá lớn. Đồng thời, khi cố định hiệu ứng ngân hàng giá trị R2 cũng được cải thiện rõ rệt từ 61,26% của mơ hình OLS lên 71,73%.
Mặt khác, so với việc mơ hình hồi quy OLS thì mơ hình tính tốn với hiệu ứng cố định thì biến CPI đã có ý nghĩa thống kê với mức ý nghĩa là10% làm gia tăng biến độc lập có ý nghĩa của mơ hình hồi quy tăng lên 5 biến (so với 4 biến của mơ hình OLS).
Tác giả sử dụng phương pháp kiểm định Likelihood với giả thiết H0 là hiệu ứng cố định khơng có bằng chứng thống kê nhằm làm rõ được tính tối ưu của mơ hình hồi quy
Test Statistic Value df Probability
F-statistic 0,692284 (3.195) 0,5578 Chi-square 2,076851 3 0,5566
OLS và mơ hình hồi quy theo hiệu ứng cố định, mơ hình nào có ý nghĩa hơn trong q trình phân tích, cụ thể kết quả kiểm định:
Effects Test Statistic d.f. Prob.
Cross-section F 2,701869 (28.167) 0,0000 Cross-section Chi-square 75,848090 28 0,0000
Ta thấy kết quả p-value của kiểm định là 0% nhỏ hơn giá trị so sánh là 5% nên ta bác bỏ giả thiết H0 và điều đó có nghĩa là hiệu ứng cố định có bằng chứng thống kê, việc sử dụng mơ hình có hiệu ứng cố định tốt hơn sử dụng mơ hình OLS trong q trình thảo luận kết quả nghiên cứu.
Kết quả hồi quy OLS với hiệu ứng ngẫu nhiên:
Tương tự như FEM, ta chỉ tính tốn được kết quả khi tiến hành chạy hồi quy biến ROA với hiệu ứng cố định nhân tố ngân hàng, chi tiết tại Phụ lục 11. Số lượng biến độc lập của mơ hình REM có ý nghĩa thống kê giống như mơ hình FEM tức là biến LLR và SIZE cũng khơng có ý nghĩa thống kê trong mơ hình. Tuy nhiên giá trị R2 của mơ hình ROA2(2) nhỏ hơn giá trị này của mơ hình ROA2(1) (55,12% < 73,34).
Ngồi cơ sở trên chưa đủ để đi đến việc kết luận mơ hình FEM tốt hơn mơ hình REM nên ta tiếp tục tiến hành kiểm định Hausman nhằm kiểm định tính tối ưu của hai mơ hình trên với giả thiết H0: Hiệu ứng cố định khơng có bằng chứng thống kê, kết quả tính tốn kiểm định:
Correlated Random Effects - Hausman Test Test cross-section random effects
Test Summary Chi-Sq. Statistic Chi-Sq. d.f. Prob.
Cross-section random 0,000000 7 1,0000
* Cross-section test variance is invalid. Hausman statistic set to zero.
Vậy, kết quả kiểm định đều bị lỗi. Do đó, ta chưa thể đưa ra kết luận đối với kiểm định Hausman.
Như vậy, từ các ý trên tác giả đề nghị việc sử dụng mơ hình hồi quy biến phụ thuộc ROA với hiệu ứng cố định là mơ hình phù hợp cho việc thảo luận kết quả nghiên cứu.
3.6.2.2. Mơ hình hồi quy với biến phụ thuộc là ROE:
Kết quả hồi quy theo phương pháp OLS cho dữ liệu dạng bảng:
So với mơ hình hồi quy chỉ sử dụng biến nội tại thì mơ hình hồi quy với sự tham gia của biến vĩ mơ khơng làm gia tăng mức độ giải thích của biến độc lập đối với biến
ROE, cụ thể kết quả hồi quy tại Phụ lục 12 thì giá trị của mơ hình biến nội tại là 53,23% thì đến mơ hình có biến vĩ mơ là 53,27%.
Nhìn vào kết quả ý nghĩa thống kê của các biến độc lập thì hai biến CPI và GDP vào khơng có ý nghĩa thống kê cho mơ hình nghiên cứu. Ngồi ra, khi tiến hành kiểm định Wald mức độ ý nghĩa của các biến LIQ, CPI và GDP của mơ hình thì kết quả là:
Wald Test:
Test Statistic Value df Probability
F-statistic 0,118912 (3.195) 0,9489
Chi-square 0,356735 3 0,9490
Giá trị F = 0,118912 với giá trị p-value = 0,9489> 0,05 chứng tỏ việc loại bỏ bớt ba biến trên khơng có ảnh hưởng đến mơ hình nghiên cứu.
Kết quả hồi quy OLS với hiệu ứng cố định:
Cũng giống như trường hợp hồi quy với biến nội tại, khi tính tốn mơ hình hồi quy có sự tham gia của các biến vĩ mô đã làm cho giá trị R2 cải thiện rõ rệt so với mơ hình OLS tăng lên 71,36% so với mơ hình OLS là 53,23% (chi tiết tại Phụ lục 12). Tuy nhiên, mơ hình FEM làm gia tăng biến độc lập khơng có ý nghĩa thống kê từ 3 biến của mơ hình OLS lên thành 5 biến của mơ hình FEM, biến tăng thêm là LLR và SIZE.
Tiến hành kiểm định Likelihood để lựa chọn gữa mơ hình OLS và mơ hình FEM, cụ thể kết quả:
Effects Test Statistic d.f. Prob.
Cross-section F 3,766811 (28.167) 0,0000 Cross-section Chi-square 99,376073 28 0,0000
Kết quả tính tốn cho giá trị p-value là 0% nhỏ hơn giá trị so sánh 5% và điều đó có nghĩa mơ hình FEM phù hợp hơn mơ hình hồi quy OLS.
Kết quả hồi quy OLS với hiệu ứng ngẫu nhiên
Ta kiểm định Hausman test nhằm đánh giá tính phù hợp của mơ hình ROE2(1) và mơ hình ROE2(2), kết quả:
Test Summary Chi-Sq. Statistic Chi-Sq. d.f. Prob.
Cross-section random 0,000000 7 1,0000
Tuy nhiên, kết quả kiểm định đều bị lỗi. Do đó, ta chưa thể đưa ra kết luận đối với kiểm định Hausman.
Nhìn vào kết quả của hai mơ hình hồi quy ROE2(1) và mơ hình ROE2(2), mức độ giải thích của biến độc lập đối với biến phụ thuộc của mô hình ROE2(1) cao hơn mơ hình ROE2(2) (71,36% > 48,48%). Do đó, tác giả đề nghị mơ hình hồi quy tối ưu của biến phụ thuộc ROE khi có biến vĩ mơ là mơ hình FEM.
3.6.2.3. Mơ hình hồi quy với biến phụ thuộc là NIM:
Kết quả hồi quy theo phương pháp OLS:
Từ kết quả hồi quy tại Phụ lục 13 ta thấy hệ số Durbin Watson từ mơ hình cho ra giá trị là d = 0,980232, theo nguyên tắc kinh tế lượng đưa ra khi tiến hành kiểm định DW nếu 0 < d < 1 thì kết luận mơ hình có tự tương quan dương. Ngun nhân của hiện tượng này có thể là do chọn dạng mơ hình sai hoặc đưa thiếu biến giải thích vào mơ hình. Hậu quả của hiên tượng này là các kiểm định cho tham số và kiểm định F cho mơ hình khơng cịn hiệu quả nữa. Đồng thời, không phù hợp với giả định khi dùng hồi quy OLS là không tồn tại hiện tượng tự tương quan trong mơ hình.
Kết quả hồi quy OLS với hiệu ứng cố định
Kết quả hồi quy mơ hình tại Phụ lục 13 cho thấy biến độc lập SIZE và CPI khơng có ý nghĩa thống kê trong mơ hình nghiên cứu.
Do mơ hình hồi quy OLS xảy ra hiện tượng tương quan dương nên việc lựa chọn OLS là sự lựa chọn không phù hợp nên tác giả sử dụng mơ hình FEM trong trường hợp phải so sánh giữa hai mơ hình OLS và mơ hình FEM.
Kết quả hồi quy OLS với hiệu ứng ngẫu nhiên:
Kết quả hồi quy OLS của biến NIM với hiệu ứng ngẫu nhiên nhân tố ngân hàng được trình bày chi tiết tại Phụ lục 13. Tiếp theo, ta tiến hành kiểm định Hausman để lựa chọn giữa mơ hình FEM và REM, kết quả:
Correlated Random Effects - Hausman Test Test cross-section random effects
Test Summary Chi-Sq. Statistic Chi-Sq. d.f. Prob.
Cross-section random 0.000000 7 1.0000
Tuy nhiên, kết quả kiểm định đều bị lỗi. Do đó, ta chưa thể đưa ra kết luận đối với kiểm định Hausman.
Từ kết quả hồi quy của mơ hình NIM2(2) ta thấy, mức độ giải thích của biến độc lập với biến phụ thuộc là rất thấp chỉ đạt giá trị 33,42% nhưng giá trị này đạt gấp đơi của mơ hình NIM2(1) là 68,86%. Do đó, tác giả đề nghị sử dụng mơ hình FEM cho việc đưa ra kết quả nghiên cứu.
3.7. Thảo luận kết quả nghiên cứu:
Dựa vào các kết quả hồi quy của cả 03 phương pháp, ta nhận thấy rằng giá trị giải thích của biến độc lập đối với biến phụ thuộc được cải thiện rõ rệt trong mơ hình FEM so với mơ hình OLS thơng thường hay mơ hình REM.Các kết quả hồi quy ước lượng được tính tốn từ chương trình Eviews chi tiết tại Phụ lục 14.
Bảng tổng hợp cho ta thấy khả năng giải thích của mơ hình nghiên cứu tại Việt Nam cao hơn với mơ hình nghiên cứu tại thế giới ngoại trừ mơ hình NIM, cụ thể:
Mơ hình ROA: Các biến độc lập trong các mơ hình được lựa chọn của biến phụ thuộc ROA đã giải thích được trung bình khoảng 70,08% sự thay đổi của biến ROA và 29,92% sự thay đổi còn lại của biến ROA có thể là do các nhân tố ngẫu nhiên khác gây ra. Đồng thời, mức độ giải thích này cao hơn so với nghiên cứu của Ong Tze San và The Boon Heng (2012) (59,1%) và nghiên cứu của Vincent Okoth Ongore và Gemechu Berhanu Kusa (2013) (63,88%).
Mơ hình ROE: Tương tự như mơ hình ROA, mức độ giải thích trung bình của mơ hình ROE là khoảng 67,16%, lớn hơn hai nghiên cứu tại Malaysia (46,9%) và Kenya (56,71%).
Mơ hình NIM: Khác với hai mơ hình trên, trong mơ hình NIM mức độ giải thích của các biến độc lập tương đối thấp, trung bình là 47,09% và mức độ này thấp hơn so với 02 nghiên cứu cơ sở.
Xét về bản chất, các kết quả của mơ hình hồi quy ước lượng trong Phụ lục 08 cũng đã giúp cho ta nhận dạng được ý nghĩa và chiều hướng của các nhân tố tác động đến HQTC của các NHTMCP Việt Nam, cụ thể như sau:
3.7.1. Biến tỷ lệ an tồn vốn (CA):
Các mơ hình trong Phụ lục 14 đều cho thấy biến tỷ lệ an tồn vốn (CA) có tác động cùng chiều với biến ROA và NIM nhưng lại có tác động ngược chiều với biến
ROE. Kết quả nghiên cứu này phù hợp với nghiên cứu trước đây như: Trịnh Quốc Trung và Nguyễn Văn Sang (2013) ở Việt Nam, Vincent Okoth Ongore (2012) ở Malaysia và Gemechu Berhanu Kusa (2013) ở Kenya, Shelagh Heffernan và Fu (2008) ở Trung Quốc.
Kết quả nghiên cứu đã chỉ ra rằng các ngân hàng có tỷ lệ vốn hóa càng cao thì lợi nhuận tạo ra trên tổng tài sản cao hơn nhưng lại làm cho lợi nhuận trên vốn chủ sở hữu giảm. Hơn nữa, khi ngân hàng hoạt động với một cấu trúc vốn mạnh, việc sử dụng đòn bẩy tài chính được giảm, các ngân hàng sẽ tiết giảm được các chi phí liên quan đến việc huy động nguồn vốn từ bên ngồi trong điều kiện nền kinh tế gặp khó khăn trong thời gian vừa qua. Mặt khác, một cấu trúc vốn an toàn rất cần thiết cho các ngân hàng trong nền kinh tế đang phát triển vì nó cung cấp thêm sức mạnh cho các ngân hàng có thể đứng vững trong thời kỳ khủng hoảng tài chính và tăng mức độ an tồn cho người tiền khi phải đối mặt với các điều kiện kinh tế vĩ mô không ổn định.
Như kết quả nghiên cứu được rút ra trong nội dung thực trạng tình hình tài chính của các ngân hàng Việt Nam, tỷ lệ an toàn vốn của ngân hàng Việt Nam tuy đã được cải thiện như vẫn còn thấp so với các nước trong khu vực. Vì vậy, vấn đề nâng cao năng lực tài chính khơng những là vấn đề quan tâm của chính bản thân các nhà quản trị ngân hàng mà còn là vấn đề cần được các Cơ quan chức năng quan tâm nhằm tăng cường năng lực tài chính cho hệ thống tài chính quốc gia trong điều kiện Việt Nam ngày càng hội nhập sâu rộng hơn vào nền kinh tế thế giới. Đồng thời, chỉ có nâng cao năng lực tài chính thì các ngân hàng Việt Nam mới nâng cao được năng lực cạnh tranh và tạo giá đỡ giúp các ngân hàng vượt qua và chống chọi với những rủi ro phát sinh trong điều kiện kinh tế có nhiều biến động như ngày nay.
3.7.2. Biến chất lượng tài sản (LLR):
Kết quả nghiên cứu của các mơ hình đều đưa đến kết quả mối tương quan thuận của biến LLR với HQTC của ngân hàng. Tuy nhiên, xét với mức độ ý nghĩa thống kê, biến LLR chỉ có ý nghĩa trong mơ hình biến phụ thuộc là NIM với mức ý nghĩa là 1% và 5% nhưng khi ta tiến hành hồi quy NIM với mơ hình FEM nhân tố thời gian thì biến LLR lại khơng có ý nghĩa thống kê.
Tác giả kỳ vọng biến LLR có tương quan nghịch với HQTC của ngân hàng vì khi các ngân hàng trích lập dự phịng rủi ro cho các khoản nợ xấu càng cao thì HQTC của
ngân hàng càng giảm thấp, rủi ro tín dụng càng cao thì khả năng sinh lợi càng thấp. Tuy nhiên, kết quả nghiên cứu lại trái ngược với kỳ vọng và phù hợp với nghiên cứu của Shelagh Heffernan và Fu (2008) ở Trung Quốc. Kết quả nghiên cứu của Trịnh Quốc Trung và Nguyễn Văn Sang (2013) ở Việt Nam cho rằng khi tỷ lệ nợ xấu của ngân hàng càng cao thì HQTC của ngân hàng càng giảm và lý giải này cũng phù hợp với nghiên cứu của Vincent Okoth Ongore (2012) ở Malaysia và Gemechu Berhanu Kusa (2013) ở Kenya.
Theo lý thuyết rủi ro trở lại (the risk – return hypothesis) cho rằng khi các nhà đầu tư chấp nhận một mức độ rủi ro để đạt được kỳ vọng lợi nhuận tối đa. Điều đó lý giải cho việc các nhà đầu tư luôn chấp nhận một tỷ lệ rủi ro nhất định để đầu tư. Do đó, họ thường đưa ra giá mua thấp cho các loại trái phiếu có độ rủi ro cao và giá trị thu được trong tương lai cao hơn các loại trái phiếu có rủi ro thấp. Vì vậy trở lại với nghiên cứu, việc các ngân hàng gia tăng các khoản dự phòng rủi ro liên quan đến hoạt động tín dụng tức là các ngân hàng đã dự phóng được những tổn thất có thể xảy ra trong tương lai và khi rủi ro xảy ra thì họ sẽ sử dụng các khoản dự phịng đã trích trước đây để bù đắp những tổn thất. Do đó, làm giảm thiểu tác động của việc xảy ra rủi ro đến thu nhập của ngân hàng.
3.7.3. Biến hiệu quả hoạt động (ME):
Các mơ hình trong Phụ lục 14 cho rằng biến hiệu quả hoạt động có tác động ngược chiều với HQTC tại mức ý nghĩa là 1%. Kết quả này phù hợp với kỳ vọng ban đầu của tác giả, khi các ngân hàng quản lý tốt được các khoản chi phí trong q trình hoạt động của mình thì sẽ làm gia tăng hiệu quả sinh lợi của ngân hàng và ngược lại khi chi phí