Kết quả phân tích hồi quy

Một phần của tài liệu (LUẬN văn THẠC sĩ) quản trị rủi ro thanh khoản tại ngân hàng đầu tư và phát triển campuchia chi nhánh TP hồ chí minh (Trang 70 - 73)

2.4. ĐÁNH GIÁ TÁC ĐỘNG CỦA CÁC YẾU TỐ ĐẾN RỦI RO THANH KHOẢN

2.4.4. Kết quả phân tích hồi quy

2.4.4.1. Kiểm tra tính dừng của dữ liệu chuỗi thời gian

Bộ dữ liệu sử dụng trong mơ hình nghiên cứu là dữ liệu chuỗi thời gian. Do đó, nếu thực hiện ước lượng mơ hình có chuỗi thời gian mà các biến độc lập không dừng (non-stationary), thì khi đó giả thiết của OLS bị vi phạm, dẫn đến việc sử dụng kiểm định và không hiệu quả, hiện tượng hồi quy giả tạo (spurious regression) có thể xảy

ra và các hệ số ước lượng có thể bị chệch. Do vậy, các biến trong mơ hình cần phải được kiểm định tính dừng (stationary) trước khi thực hiện các ước lượng.

Do vậy, kiểm định nghiệm đơn vị (unit root test) theo cách tiếp cận Augmented Dickey-Fuller (ADF) (Dickey và Fuller, 1981) được thực hiện trước khi thực hiện phân tích mơ hình hồi quy.

Bảng 2.15. Kết quả kiểm định nghiệm đơn vị theo ADF

Biến

Augmented Dickey-Fuller

test statistic Test critical values

t-statistic p-value 1% 5% 10% FGAP -2.527 0.0157 -3.435034 -2.863496 -2.567861 TK_TTS -2.726612 0.0783 -3.435034 -2.863496 -2.567861 DP_DN -1.934681 0.3137 -3.435034 -2.863496 -2.567861 LNH_TV -2.938774 0.0496 -3.435034 -2.863496 -2.567861 VTC_TTS -1.445559 0.5507 -3.435034 -2.863496 -2.567861 DN_TTS -1.532427 0.5074 -3.435034 -2.863496 -2.567861 LS_THD -1.860721 0.3466 -3.435034 -2.863496 -2.567861 LNH_1W -0.526416 0.8755 -3.435034 -2.863496 -2.567861 LNH_2W -0.504052 0.8801 -3.435034 -2.863496 -2.567861 LNH_1M -0.328992 0.9116 -3.435034 -2.863496 -2.567861 CPI -2.710924 0.0808 -3.435034 -2.863496 -2.567861

Theo kết quả ở bảng 2.16, ta thấy các biến độc lập đều có |tXi| > |DF| ở 3 mức ý nghĩa 1%, 5%, 10%. Do đó, các biến độc lập đang xét đều có tính dừng và đủ điều kiện

để đưa vào mơ hình. Riêng biến phụ thuộc FGAP khơng dừng do |tFGAP| =2.527 < |DF| ở 3 mức ý nghĩa 1%, 5%, 10%. Để xử lý biến FGAP không dừng, biến d1FGAP được

tạo bằng cách lấy sai phân bậc của FGAP. Tiếp tục kiểm định nghiệm đơn vị cho

d1FGAP ta được:

Bảng 2.16. Kết quả kiểm định nghiệm đơn vị theo ADF cho d1FGAP

Biến

Augmented Dickey-Fuller test statistic

Test critical values

t-statistic p-value 1% 5% 10%

Ta thấy |td1FGAP| = 8.407808 > |DF| ở 3 mức ý nghĩa 1%, 5%, 10%. Do đó, biến d1FGAP có tính dừng và mơ hình sẽ dùng d1FGAP để chạy hồi quy.

2.4.4.2. Kết quả phân tích hồi quy

Sau khi kiểm định tự tương quan, phương sai sai số thay đổi, đa cộng tuyến và loại bỏ các biến không phù hợp, kết quả ước lượng mơ hình hồi quy cuối cùng như sau:

Bảng 2.17. Kết quả mơ hình hồi quy

Biến độc lập Hệ số Sai số chuẩn Trị thống kê t Giá trị P.

C 1.084688 0.321953 3.369088 0.0019 TK_TTS -0.336715 0.318085 -1.058569 0.2973 DP_DN -14.4959 8.640294 -1.677709 0.1026 LNH_TV 0.388723 0.110967 -3.50306 0.0013 DN_TTS 0.693654 0.232863 -2.978807 0.0053 LS_THD 2.122623 0.930951 -2.28006 0.029 CPI -0.023906 0.018155 -1.316807 0.1967 R2 0.334981 Trung bình của biến phụ thuộc 0.009726 R2 hiệu chỉnh 0.217624 SD của biến phụ thuộc 0.097541 S.E. of regression 0.086277 Chỉ tiêu Akaike -1.90826 Sum squared resid 0.253086 Chỉ tiêu Schwarz -1.6157 Log likelihood 46.11929 Hannan - Quinn Criter. -1.80172 F-statistic 2.854389 Durbin-Watson stat 2.000904 Prob(F-statistic) 0.023223

Kết quả hồi quy cho thấy, tại mức ý nghĩa 10%, chỉ có các biến LNH_TV,

DN_TTS, LS_THD có tác động đến rủi ro thanh khoản tại ngân hàng. Phương trình hồi quy tuyến tính được thiết lập như sau:

d1FGAP = 1.084688+0.388723*LNH_TV+0.693654*DN_TTS+2.122623*LS_THD p (0.0019) (0.0013) (0.0053) (0.0290) R2 = 0.334981

2

Kết quả hồi quy cho thấy, tỷ lệ phụ thuộc tài trợ bên ngoài, tỷ lệ dư nợ trên tổng tài sản của ngân hàng, lãi suất trần huy động đều tác động dương đến d1FGAP. Tức là khi tỷ lệ phụ thuộc tài trợ bên ngoài, tỷ lệ dư nợ trên tổng tài sản của ngân hàng, lãi suất trần huy động tăng sẽ làm cho d1FGAP tăng, tức hiệu FGAP – FGAPt-1 tăng hay FGAP

tăng. Như vậy, kết quả nghiên cứu cho thấy, ngân hàng càng phụ thuộc vào nguồn tài trợ

bên ngồi thì rủi ro thanh khoản mà ngân hàng đối mặt càng lớn. Hơn nữa, tỷ lệ dư nợ trên tổng tài sản gia tăng cũng khiến cho ngân hàng chịu sức ép về thanh khoản. Ngoài ra, việc NHNN tăng lãi suất trần huy động cũng ảnh hưởng đến thanh khoản của ngân hàng.

Một phần của tài liệu (LUẬN văn THẠC sĩ) quản trị rủi ro thanh khoản tại ngân hàng đầu tư và phát triển campuchia chi nhánh TP hồ chí minh (Trang 70 - 73)

Tải bản đầy đủ (PDF)

(116 trang)