4.3 Giả thuyết nghiên cứu
4.4.2 Phân tích tương quan
Phân tích tương quan được sử dụng để kiểm tra mối quan hệ tương quan giữa biến phụ thuộc và các biến độc lập. Theo Kennedy (2008), khi hệ số tương quan giữa các biến độc lập lớn hơn hoặc bằng 0,8 thì xảy ra hiện tượng đa cộng tuyến mạnh giữa các biến. Do đó, dựa vào hệ số tương quan là cơ sở để phát hiện hiện tượng đa cộng tuyến giữa các biến, từ đó, luận văn tiến hành thực hiện các biện pháp để khắc phục hiện tượng trên.
58
4.4.3 Các kiểm định để lựa chọn mô hình
Luận văn lần lượt thực hiện các mơ hình như: mơ hình hồi quy Pooled OLS, mô hình tác động cố định FEM và mô hình tác động ngẫu nhiên REM để nghiên cứu mối quan hệ giữa biến phụ thuộc và các biến độc lập. Sau đó thông qua kiểm định thống kê F, kiểm định Breusch – Pagan Lagrange Multiplier (LM) và kiểm định Hausman để lựa chọn mô hình cho kết quả ước lượng tốt hơn.
Ngoài ra, luận văn thực hiện thêm các kiểm định để kiểm tra hiện tượng phương sai thay đổi và hiện tượng tự tương quan có xuất hiện trong mô hình hay không, từ đó thực hiện mô hình khắc phục để đạt kết quả ước lượng hiệu quả nhất.
Tổng hợp kết quả trên, luận văn lựa chọn mô hình tối ưu nhất.
4.5 Kết quả nghiên cứu về các yếu tố tác động đến khả năng sinh lời của các ngân hàng thương mại Việt Nam. ngân hàng thương mại Việt Nam.
4.5.1 Phân tích thống kê mô tả và hệ số tương quan
Bảng 4.1 Thống kê mô tả của các biến Biến Số quan
sát
Giá trị trung
bình Độ lệch chuẩn
Giá trị nhỏ nhất
Giá trị lớn nhất ROA 200 0.0100 0.0060 0,0001 0.0473 SIZE 200 7,6924 0,6602 2,334 8,820 CA 200 0,1167 0,0693 0,042 0,620 LA 200 0,5220 0,1328 0,194 0,852 LFA 200 0,0091 0,0100 0,000 0,112 LQD 200 0,2460 0,1092 0,058 0,611 DP 200 0,5783 0,1324 0,185 0,889 CIR 200 0,4826 0,1477 0,162 0,927 NII 200 0,0073 0,0060 -0,011 0,038 RGDP 200 0,061 0,0103 0,052 0,085 INF 200 0,1073 0,0614 0,041 0,230 RI 200 0,0115 0,0367 -0,056 0,054 M2 200 0,254 0,1024 0,119 0,491
59
Kết quả phân tích thống kê mô tả được trình bày ở bảng 4.1. Mỗi biến thể hiện giá trị trung bình, độ lệch chuẩn, giá trị lớn nhất và giá trị nhỏ nhất. Thời gian 2007 – 2014, giá trị trung bình ROA của các ngân hàng nghiên cứu đạt 1%, giá trị lớn nhất là 0,0473, giá trị nhỏ nhất là 0,0001 và có độ lệch chuẩn là 0,6%.
Với các biến đặc trưng ngân hàng, quy mô tổng tài sản của ngân hàng có giá trị trung bình là 7,6924, giá trị lớn nhất là 8,820 và giá trị nhỏ nhất là 2,334. Độ lệch chuẩn khá lớn là 66%.
Vốn chủ sở hữu có giá trị trung bình là 11,67%, với giá trị lớn nhất là 0,620, độ lệch chuẩn là 6,93%. Tỷ lệ này cho thấy vốn chủ sở hữu chiếm tỷ trọng nhỏ trong tổng tài sản của các NHTM.
Giá trị trung bình của LA là 52,2%, độ lệch chuẩn là 13,28%. Dư nợ cho vay khách hàng trung bình chiếm khoảng 52,2% so với tổng tài sản. Tỷ lệ này cho thấy các NHTM sử dụng tài sản để cấp tín dụng khá cao. Mức độ không đồng đều của dư nợ tín dụng giữa các NHTM thể hiện ở giá trị lớn nhất của LA là 0,852 và giá trị nhỏ nhất là 0,194.
Liên quan đến LFA, giá trị trung bình 0,91%, độ lệch chuẩn 1%, giá trị lớn nhất là 0,112.
Giá trị trung bình của LQD là 24,6%, độ lệch chuẩn 10,92%, cho thấy tỷ lệ tài sản thanh khoản trên tổng tài sản trung bình của các NHTM khoảng 24,6%. LQD có giá trị nhỏ nhất là 0,058 và giá trị lớn nhất là 0,611.
Giá trị trung bình của DP là 57,83%, độ lệch chuẩn 13,24%. Nguồn tiền gửi khách hàng chiếm tỷ trọng cao trong tổng tài sản. Mức độ không đồng đều của số dư tiền gửi khách hàng giữa các NHTM thể hiện ở giá trị lớn nhất của DP là 0,889 và giá trị nhỏ nhất là 0,185.
Giá trị trung bình của CIR là 48,18 và độ lệch chuẩn là 14,96%. Chi phí hoạt động luôn là gánh nặng lớn đối với hoạt động của NHTM. Tỷ lệ chi phí hoạt động không đồng đều, phụ thuộc vào quy mô của NHTM thể hiện ở giá trị lớn nhất là 0,927 và giá trị nhỏ nhất 0,162.
60
Tỷ lệ thu nhập ngoài lãi NII có giá trị trung bình là 0,73%, độ lệch chuẩn là 0,6%, với giá trị lớn nhất là 0,038, giá trị nhỏ nhất -0,011.
Với các biến kinh tế vĩ mô, giá trị trung bình của tốc độ tăng trưởng GDP thực là 6,1%, độ lệch chuẩn 1,04%. Giá trị lớn nhất là 0,085 vào năm 2007, khi nền kinh tế vĩ mô tăng trưởng ổn định, giá trị nhỏ nhất là 0,052 vào năm 2012.
Tỷ lệ lạm phát có giá trị trung bình là 10,7%, độ lệch chuẩn 6,15%. Giá trị lớn nhất là 0,230 vào năm 2008, khi nền kinh tế bị tác động bởi cuộc khủng hoảng kinh tế – tài chính toàn cầu, giá trị nhỏ nhất là 0,041 vào năm 2014.
Lãi suất thực có giá trị trung bình là 1,15%, độ lệch chuẩn 3,67%. Giá trị lớn nhất là 0,054 vào năm 2013, giá trị nhỏ nhất là -0,056 vào năm 2008.
Tốc độ tăng trưởng cung tiền có giá trị trung bình là 25,4%, độ lệch chuẩn 10,24%. Giá trị lớn nhất là 0,491 vào năm 2007, giá trị nhỏ nhất là 0,119 vào năm 2011.
Bảng 4.2 Ma trận hệ số tương quan
SIZE CA LA LFA LQD DP CIR NII RGDP INF RI M2 ROA
SIZE 1,00 CA -0,49 1,00 LA -0,08 0,17 1,00 LFA 0,23 -0,15 -0,13 1,00 LQD -0,06 -0,03 -0,64 -0,18 1,00 DP 0,32 -0,20 0,44 0,22 -0,48 1,00 CIR -0,09 -0,04 -0,06 0,01 -0,19 0,20 1,00 NII 0,07 0,002 0,16 0,01 0,01 0,14 -0,41 1,00 RGDP -0,21 0,07 0,01 -0,19 0,27 -0,29 -0,46 0,21 1,00 INF -0,13 0,11 -0,05 -0,13 0,16 -0,25 -0,09 -0,05 0,08 1,00 RI 0,16 -0,11 0,05 0,16 -0,21 0,32 0,21 0,01 -0,24 -0,97 1,00 M2 -0,22 0,04 0,09 -0,14 0,21 -0,14 -0,38 0,26 0,81 -0,35 0,21 1,00 ROA -0,14 0,26 0,16 -0,17 0,12 -0,16 -0,73 0,47 0,30 0,17 -0,24 0,22 1,00
(Nguồn: Kết quả phân tích dữ liệu từ Stata)
Trong ma trận hệ số tương quan, ngoại trừ tương quan giữa biến M2 và RGDP là 0,81 và tương quan giữa biến RI và INF là 0,97, hệ số tương quan giữa các biến độc lập còn lại đều nhỏ hơn 0,8. Như vậy kết quả trên là dấu hiệu của hiện tượng đa cộng tuyến mạnh giữa các biến, điều này làm kết quả ước lượng không hiệu quả. Để khắc phục hiện tượng đa cộng tuyến, luận văn bỏ biến M2 và RI.
61
4.5.2 Phân tích hồi quy
Luận văn thực hiện lần lượt các mơ hình Pooled OLS, FEM, REM để nghiên cứu mối quan hệ giữa biến phụ thuộc ROA và các biến độc lập: SIZE, CA, LA, LFA, LQD, DP, CIR, NII, RGDP, INF.
Luận văn thực hiện hồi quy theo mô hình Pooled OLS, kết quả như sau:
Bảng 4.3 Kết quả hồi quy theo mô hình Pooled OLS
ROA Hệ số tương quan Độ lệch chuẩn t P > |t|
SIZE -0,0011599 0,0004886 -2,37 0,019 CA 0,014222 0,0043311 3,28 0,001 LA 0,0015681 0,003039 0,52 0,606 LFA -0,0713607 0,0284567 -2,51 0,013 LQD 0,0007843 0,0035321 0,22 0,825 DP 0,001082 0,0026675 0,41 0,685 CIR -0,0284892 0,0022373 -12,73 0,000 NII 0,2220791 0,047902 4,64 0,000 RGDP -0,0749806 0,0298905 -2,51 0,013 INF 0,0078915 0,0043176 1,83 0,069 _cons 0,0321678 0,05688 5,66 0,000
(Nguồn: Kết quả phân tích dữ liệu từ Stata)
Luận văn thực hiện hồi quy theo mô hình FEM, kết quả như sau:
Bảng 4.4 Kết quả hồi quy theo mô hình FEM
ROA Hệ số tương quan Độ lệch chuẩn t P > |t|
SIZE 0,0001674 0,000575 0,29 0,771 CA -0,0003287 0,0045892 -0,07 0,943 LA 0,003948 0,0034852 1,13 0,259 LFA -0,057616 0,0276109 -2,09 0,038 LQD -0,0013071 0,0036611 -0,36 0,722 DP -0,0050748 0,0027662 -1,83 0,068 CIR -0,0231555 0,0022349 -10,36 0,000 NII 0,3390773 0,0478081 7,09 0,000 GDP -0,0453821 0,0258424 -1,76 0,081 INF 0,0107114 0,0037705 2,84 0,005 _cons 0,0208273 0,0060348 3,45 0,001
62
Với mức ý nghĩa nhỏ hơn 0,05, hệ số của mô hình không bằng 0, có nghĩa là mô hình có ý nghĩa thống kê. Chỉ số thống kê R2 trong mô hình FEM đạt 70,9%, cho thấy các biến độc lập trong mô hình giải thích được 70,9% sự biến động của ROA, trong khi R2 theo mô hình hồi quy Pooled OLS đạt 66,9%, cho thấy các biến độc lập giải thích được 66,9% sự biến đổi của ROA.
Ngoài ra, thống kê F(24, 165) = 4,46 của mô hình FEM cho thấy mô hình luôn tồn tại những tác động cá biệt ở mức ý nghĩa 5%, do đó, có thể loại bỏ phương pháp ước lượng Pooled OLS.
Luận văn thực hiện hồi quy theo mô hình REM, kết quả như sau:
Bảng 4.5 Kết quả hồi quy theo mô hình REM
ROA Hệ số tương quan Độ lệch chuẩn z P > |z|
SIZE -0,0007178 0,0005062 -1,42 0,156 CA 0,0082483 0,0043075 1,91 0,056 LA 0,0020925 0,0031159 0,67 0,502 LFA -0,0666275 0,0275543 -2,42 0,016 LQD 0,0001638 0,0035044 0,05 0,963 DP -0,0021116 0,0026624 -0,79 0,428 CIR -0,0256475 0,0021881 -11,72 0,000 NII 0,275205 0,0467712 5,88 0,000 RGDP -0,063624 0,0271053 -2,35 0,019 INF 0,0085911 0,0039089 2,20 0,028 _cons 0,0286203 0,0055983 5,11 0,000
(Nguồn: Kết quả phân tích dữ liệu từ Stata)
R2 trong mô hình REM đạt 69,5%, cho thấy các biến độc lập trong mô hình giải thích được 69,5% sự biến động của ROA.
Thông qua kiểm định thống kê F, kiểm định Breusch – Pagan Lagrange Multiplier (LM) và kiểm định Hausman, mô hình FEM được lựa chọn. Bên cạnh đó, R2 trong mô hình FEM cao hơn R2 trong mô hình REM và Pooled OLS, cho thấy mức độ giải thích của mô hình FEM cao hơn. Do đó mô hình FEM tốt hơn REM và Pooled OLS trong việc thể hiện tác động của các yếu tố đặc trưng ngân hàng và kinh tế vĩ mô đến khả năng sinh lời của các NHTM.
63
Ngoài ra, kết quả thông qua kiểm định Modified Wald (Greene, 2000), mô hình hồi quy tồn tại hiện tượng phương sai thay đổi. Luận văn tiếp tục thực hiện kiểm định Wald (Wooldridge, 2002; Drukker, 2003), kết quả là, mô hình có xảy ra hiện tượng tự tương quan. Cả hai hiện tượng trên xảy ra làm cho kết quả ước lượng hồi quy theo FEM không hiệu quả (Greene, 2000). Trong trường hợp này, luận văn thực hiện mô hình để khắc phục đồng thời hiện tượng phương sai thay đổi và tự tương quan (Beck và Katz, 1995; Hoechle, 2007). Kết quả thực hiện mô hình như sau:
Bảng 4.6 Kết quả thực hiện mô hình để khắc phục đồng thời hiện tượng phương sai thay đổi và tự tương quan
ROA Hệ số tương quan Độ lệch chuẩn z P > |z|
SIZE -0,0004211 0,0003993 -1,05 0,292 CA 0,0143905 0,0038576 3,73 0,000 LA 0,0003795 0,0022092 0,17 0,864 LFA -0,0895145 0,0197366 -4,54 0,000 LQD 0,0018386 0,0022801 0,81 0,420 DP -0,0006068 0,0017997 -0,34 0,736 CIR -0,0286411 0,0015155 -18,90 0,000 NII 0,2042017 0,0342744 5,96 0,000 RGDP -0,0673956 0,0179568 -3,75 0,000 INF 0,0056789 0,0023938 2,37 0,018 _cons 0,0276909 0,0042413 6,53 0,000
(Nguồn: Kết quả phân tích dữ liệu từ Stata)
Mô hình nghiên cứu như sau:
ROAit = 0,0277 – 0,0004SIZEit + 0,0144CAit + 0,0004LAit – 0,0895LFAit + 0,0018LQDit – 0,0006DPit – 0,0286CIRit + 0,2042NIIit – 0,0674RGDPt + 0,0057INFt + µit
64
4.5.3 Kết quả thực nghiệm:
Tổng hợp kết quả nghiên cứu thực nghiệm như sau:
Bảng 4.7: Tổng hợp kết quả nghiên cứu Biến Mô hình
Pooled OLS
Mô hình FEM
Mô hình REM
Mô hình khắc phục SIZE -0,0012** (0,019) 0,0002 (0,771) -0,0007 (0,156) -0,0004 (0,292) CA 0,0142*** (0,001) -0,0003 (0,943) 0,0082* (0,056) 0,0144*** (0,000) LA 0,0016 (0,606) 0,0039 (0,259) 0.0021 (0,502) 0,0004 (0,864) LFA -0,0714** (0,013) -0,0576** (0,038) -0,0666** (0,016) -0,0895*** (0,000) LQD 0,0008 (0,825) -0,0013 (0,722) 0,0002 (0,963) 0,0018 (0,420) DP 0,0011 (0,685) -0,0051* (0,068) -0,0021 (0,428) -0,0006 (0,736) CIR -0,0285*** (0,000) -0,0231*** (0,000) -0,0256*** (0,000) -0,0286*** (0,000) NII 0,2221*** (0,000) 0,3391*** (0,000) 0,2752*** (0,000) 0,2042*** (0,000) RGDP -0,0750** (0,013) -0,0454* (0,081) -0,0636** (0,019) -0,0674*** (0,000) INF 0,0079* (0,069) 0,0107*** (0,005) 0,0086** (0,028) 0,0057** (0,018)
Ghi chú: *, **, *** lần lượt tương ứng với mức ý nghĩa 10%, 5% và 1%
(Nguồn: Kết quả phân tích dữ liệu từ Stata)
Dựa vào kết quả nghiên cứu thực nghiệm từ bốn mô hình trên, luận văn rút ra kết luận như sau: dấu và giá trị của các hệ số hồi quy riêng trong các mô hình hầu hết không có sự khác biệt nhiều, ngoại trừ biến SIZE trong mô hình FEM, CA trong mô hình Pooled OLS, LQD trong mô hình FEM, DP trong mô hình Pooled OLS có
65
khác so với các mô hình còn lại. Tuy nhiên, các sai số chuẩn của hệ số hồi quy trong mô hình khắc phục đồng thời hiện tượng phương sai thay đổi và tự tương quan giảm so với các mô hình còn lại, cho thấy mô hình có kết quả ước lượng tốt hơn.
Các yếu tố đặc trưng ngân hàng:
Quy mô tổng tài sản (SIZE)
Quy mô tổng tài sản ngân hàng tác động ngược chiều đến khả năng sinh lời, kết quả này ngược lại với giả thuyết đặt ra, phù hợp với các nghiên cứu của Berger và cộng sự (1987), Hassan và Bashir (2003), Dietrich và Wanzenried (2009),… Với tính phi kinh tế theo quy mô, ngân hàng có quy mô tổng tài sản càng lớn sẽ gánh chịu nhiều hơn chi phí quản lý, điều hành. Trong thời gian hội nhập hiện nay, các NHTM chạy theo tăng quy mô để cạnh tranh lẫn nhau và cạnh tranh với các NHTM nước ngoài, mà chưa chú trọng đến chất lượng, hiệu quả hoạt động dẫn đến rủi ro cho NHTM, từ đó, khả năng sinh lời của NHTM sụt giảm.
Tuy nhiên, kết quả này lại không có ý nghĩa thống kê, một số nghiên cứu của Smirlock (1985), Athanasoglou và cộng sự (2008), Said và Tumin (2011),… cũng thể hiện kết quả này. Với các nghiên cứu trước đây của Trần Việt Dũng (2014), Hồ Thị Hồng Minh và Nguyễn Thị Cảnh (2015),… thực hiện tại các NHTM Việt Nam, chưa tìm ra mối liên hệ giữa quy mô tổng tài sản ngân hàng và khả năng sinh lời. Kết quả này thể hiện nguyên nhân từ các NHTM nhỏ có xu hướng đẩy mạnh tăng trưởng về quy mô mà chưa chú trọng tới chất lượng hoạt động, một số các NHTM sáp nhập hoặc tái cơ cấu nhằm tăng cường khả năng tài chính để đáp ứng nhu cầu thanh khoản, chứ chưa thể hiện tác động đến khả năng sinh lời.
Vốn chủ sở hữu (CA)
Vốn chủ sở hữu có tác động cùng chiều đến khả năng sinh lời, phù hợp với giả thuyết thống kê, ở mức ý nghĩa 1%. NHTM tăng 1% vốn chủ sở hữu thì khả năng sinh lời tăng lên 1,44%. Kết quả này cũng được thể hiện trong các nghiên cứu của Berger (1995), Goddard và cộng sự (2004), Alper và Anba (2011), Gul và cộng sự (2011), Ayadi và Boujelbene (2012), Trần Việt Dũng (2014),… Với NHTM có tỷ lệ
66
vốn chủ sở hữu cao sẽ tạo niềm tin cho khách hàng, từ đó, thu hút nguồn tiền gửi rẻ, ổn định, ít rủi ro, tạo điều kiện mở rộng hoạt động. Vốn chủ sở hữu càng cao, khả năng tự chủ tài chính của NHTM cao, giảm nhu cầu vay vốn bên ngoài, từ đó làm tăng khả năng sinh lời của NHTM. Ngoài ra, tỷ lệ vốn chủ sở hữu cao góp phần nâng cao tiềm lực tài chính để sẵn sàng đối phó với những rủi ro trong quá trình hoạt động của NHTM.
Dư nợ tín dụng (LA)
Dư nợ tín dụng (LA) có tác động cùng chiều đến khả năng sinh lời, phù hợp với giả thuyết thống kê. Kết quả này phù hợp với nghiên cứu của Gul và cộng sự (2011), Tariq (2014),… Thu nhập từ lãi vay chiếm tỷ trọng lớn trong tổng thu nhập của NHTM, dư nợ tín dụng càng lớn, khả năng sinh lời của NHTM càng cao. Hiện nay, tại các NHTM Việt Nam có nhiều hình thức tín dụng góp phần phân tán rủi ro, đảm bảo khả năng thu hồi nợ và đem lại nhiều lợi nhuận cho NHTM.
Tuy nhiên, kết quả thực nghiệm không có ý nghĩa thống kê, phù hợp với thực tiễn tại NHTM Việt Nam. Kết quả giống với nghiên cứu của Trần Việt Dũng (2014),… tỷ lệ cho vay trên tổng tài sản không có ý nghĩa trong việc giải thích khả năng sinh lời của NHTM Việt Nam. Điều này xuất phát từ nguyên nhân chênh lệch lãi suất cho vay và tiền gửi không nhiều, ngoài ra, lãi suất cho vay không chênh lệch