4.3 Kiểm định các khuyết tật của mô hình
4.3.1 Kiểm định hiện tượng đa cộng tuyến
Có rất nhiều phương pháp để xác định hiện tượng đa cộng tuyến có xảy ra trong mơ hình hay khơng chẳng hạn như thông qua ma trận hệ số tương quan theo đó khi hệ số tương quan giữa hai biến từ 0,8 trở lên thì đó là dấu hiệu của hiện tượng đa cộng tuyến. Kết quả từ bảng 4.2 cho thấy hầu như giá trị tuyệt đối của hệ số tương quan giữa các biến dạo động từ 0,1020 đến 0,8279, nằm ở mức chấp nhận được.
hình hay khơng đó là dựa vào phương pháp ước lượng hệ số phóng đại phương sai VIF. Theo Gujarati (1996) thì nếu hệ số VIF có giá trị lớn hơn 10 thì mơ hình sẽ xảy ra hiện tương đa công tuyến. Trong luận văn này, để kiểm tra chắc chắn rằng hiện tượng đa cộng tuyến không xảy ra trong mơ hình, tác giả đã sử dụng phương pháp ước lượng hệ số phóng đại phương sai VIF để kiểm định. Kết quả được trình bày trong bảng 4.3 dưới dây.
Bảng 4.2: Kết quả kiểm định hiện tượng đa cộng tuyến
Variable VIF 1/VIF
ROE 5,24 0,190841 ROA 3,9 0,256286 LGDP 2,12 0,470647 INF 1,89 0,529148 SIZE 1,89 0,530373 LIQ 1,46 0,683538 DEP 1,38 0,725075 CR 1,38 0,726413
Nguồn: Tác giả phân tích kết quả dữ liệu từ phần mềm Stata
Thơng qua kết quả được trình bày ở Bảng 4.3, tác giả nhận thấy rằng các biến độc lập có hệ số phóng đại phương sai VIF đều nhỏ hơn 10. Do đó theo Gujarati (1996) thì mơ hình khơng có hiện tượng đa cộng tuyến.
Pooled OLS
pháp Pooled OLS
Để xem xét liệu mơ hình có bị hiện tượng phương sai thay đổi hay không, tác giả tiến hành sử dụng kiểm định Preusch-Pagan-Godfrey để kiểm tra. Trong đó:
Giả thuyết H0: Mơ hình khơng có hiện tượng phương sai thay đổi. Giả thuyết H1: Mơ hình có hiện tượng phương sai thay đổi.
Bảng 4.3: Kết quả kiểm định Preusch-Pagan-Godfrey
Breusch-pagan/Cook-Weisberg test for heteroskedasticity Ho: Constant variance
Variables: fitted values of eta
chi2(1) 35.29
nghĩa 5%, do vậy tác giả nhận thấy có đủ cơ sở để bác bỏ giả thuyết Ho. Như vậy mơ hình hồi quy theo phương pháp OLS có xảy ra hiện tượng phương sai thay đổi.
4.3.3 Kiểm định hiện tượng tự tương quan
Kiểm định hiện tượng tự tương quan
Để xem xét liệu mơ hình có bị hiện tượng tự tương quan hay khơng, tác giả tiến hành sử dụng kiểm định Wooldridge để kiểm tra. Trong đó:
Giả thuyết H0: Khơng có hiện tượng tự tương quan. Giả thuyết H1: Có hiện tượng tự tương quan.
Bảng 4.5: Kết quả kiểm định Wooldridge
Wooldridge test for autocorrelation in panel data H0: no first-order autocorrelation
Kết quả từ bảng 4.5 cho thấy giá trị p-value của kiểm định là 0.000 nhỏ hơn mức ý nghĩa 5% do đó tác giả nhận thấy có đủ cơ sở để bác bỏ giả thuyết Ho và như vậy có xảy ra hiện tượng tự tương quan bậc nhất.
4.3.4 Kiểm định Hausman
Trong luận văn này, tác giả đã sử dụng kiểm định Hausman để lựa chọn xem phương pháp hồi quy nào là tốt hơn trong hai phương pháp hồi quy FEM và REM. Trong đó giả thuyết của kiểm định được trình bày như sau:
Giả thuyết H0: Phương pháp FEM không tốt hơn phương pháp REM. Giả thuyết H1: Phương pháp FEM tốt hơn phương pháp REM.
Bảng 4.6: Kết quả kiểm định Hausman
Test Ho: Difference in coefficients not systematic
Chi2(6) 21.05
Prob>chi2 0.0018
Nguồn: Kết quả phân tích dữ liệu từ phần mềm stata 13.0
Qua kết quả kiểm định Hausman được trình bày trong bảng 4.6, tác giả nhận thấy rằng với giá trị p-value của kiểm định là 0.0018, giá trị này nhỏ hơn so
Phương pháp FEM là tốt hơn so với phương pháp REM.
FEM
giả tiến hành sử dụng kiểm định Modified Wald để kiểm tra. Trong đó: Giả thuyết H0: Mơ hình khơng có hiện tượng phương sai thay đổi. Giả thuyết H1: Mơ hình có hiện tượng phương sai thay đổi.
Bảng 4.7: Kết quả kiểm định Preusch-Pagan-Godfrey
Modified Wald test for groupwise heteroskedasticity in fixed effect regression model
H0: sigma(i)^2 = sigma^2 for all i
chi2(20) 268.24
Prob > chi2 0.0000
Bảng 4.7 cho thấy giá trị p-value của kiểm định là 0.000 nhỏ hơn mức ý nghĩa 5%, do vậy tác giả nhận thấy có đủ cơ sở để bác bỏ giả thuyết Ho. Như vậy mơ hình hồi quy theo phương pháp FEM có xảy ra hiện tượng phương sai thay đổi.
4.4Thảo luận kết quả nghiên cứu
Để kiểm tra sự ảnh hưởng của các nhân tố nội tại và các nhân tố vĩ mơ đến sự an tồn vốn của các Ngân hàng thương mại cổ phần Việt Nam, tác giả đã dựa vào luận văn của Olarewaju và Akande (2016) để xây dựng mơ hình như sau:
����,�= 0 + 1. �����,�+ 2. ����,�+ 3. ����,�+ 4. ���,� +
mơ hình với bằng cách phương pháp hồi quy Pooled OLS, Hiệu ứng cố định FEM, Hiệu ứng ngẫu nhiên REM. Và như đã trình bày do trong q trình hồi quy, mơ hình có xảy ra các hiện tượng tự tương quan bậc nhất và hiện tượng phương sai thay đổi do đó để khắc phục các hiện tượng này, tác giả đã tiến hành ước lượng mơ hình theo phương pháp hồi quy bình phương bé nhất tổng quát thực hành FGLS.
quy bằng phần mềm Stata.
Bảng 4.8: Kết quả hồi quy
ETA
Pooled OLS FEM REM FGLS
(1) (2) (3) (4) SIZE -0.0129*** -0.0374*** -0.0191*** -0.00962*** (7.92) (-7.14) (-6.49) (-5.77) ROA 7.618*** 6.820*** 7.086*** 6.592*** (17.22) (18.40) (18.93) (25.99) ROE -0.566*** -0.491*** -0.516*** -0.517*** (-11.93) (-12.91) (-13.36) (-20.40) CR 0.0209 -0.0296 -0.0502 0.00746 (0.41) (-0.64) (-1.10) (0.28) DEP 0.0653*** 0.0227 0.0482*** 0.0304*** (4.22) (1.27) (2.90) (2.72) LIQ 0.0385*** 0.0145* 0.0160* 0.00923 (3.96) (1.69) (1.84) (1.55) INF 0.000697 0.000693 0.001110* -0.000126 (0.89) (1.22) (1.93) (-0.34)
(-1.76) (2.81) (-0.30) (-1.07) Constant 0.663*** 0.811*** 0.691*** 0.470***
(4.60) (7.90) (6.74) (5.31)
N 180 180 180 180
Trong đó: *** tương đương với mức ý nghĩa 1%, ** tương đương với mức ý nghĩa 5%, * tương đương với mức ý nghĩa 10%.
Từ bảng kết quả được trình bày ở bảng 4.8, tác giả nhận thấy rằng quy mô của tổng tài sản có tác động làm giảm tỷ lệ an tồn vốn của các ngân hàng thương mại cổ phần Việt Nam xuống. Thông qua cả bốn phương pháp ước lượng, hệ số tương quan giữa quy mô và tỷ lệ an tồn vốn ln có giá trị âm với mức ý nghĩa thống kê 1%. Điều này cho thấy trong giai đoạn từ năm 2012 – 2020, khi nghiên cứu ở thị trường Việt Nam tác giả nhận thấy rằng tỷ lệ an toàn vốn của các ngân hàng thương mại cổ phần ở Việt Nam bị tác động bởi quy mơ theo đó khi quy mơ tăng lên sẽ tác động làm giảm tỷ lệ an toàn vốn của các ngân hàng xuống. Kết quả này cũng tương tự giống như các kết quả trước đây của các tác giả như Reynolds và các cộng sự (2000), Yu (2000), Dreca (2013) khi nghiên cứu về mối quan hệ giữa quy mô và an tồn vốn của các ngân hàng. Điều này có thể được giải thích là do các ngân hàng lớn thường sẽ rất tự tin trong việc cho vay và chính vì thế mà các ngân hàng này thường có xu hướng cho vay lớn hơn so với các ngân hàng nhỏ. Không những vậy, với lợi thế kinh tế về quy mô, các ngân hàng lớn thường được đánh giá sẽ có ít rủi ro hơn so với các ngân hàng nhỏ và do đó những ngân hàng này thường dễ dàng có thể huy động được các nguồn vốn cho các hoạt động của mình trong khi các ngân hàng nhỏ lại gặp nhiều khó khăn hơn trong việc huy động vốn. Chính vì thế mà ở những ngân hàng có quy mơ nhỏ thường cho vay ít
quy mơ lớn.
Bên cạnh đó, tác giả cũng nhận thấy rằng tỷ suất sinh lợi trên tổng tài sản cũng có tác động đến tỷ lệ an tồn vốn của các ngân hàng, Bảng 4.8 cho thấy khi thực hiện hồi quy bằng cả bốn phương pháp thì hệ số tương quan giữa biến ROA với biến ETA luôn nhận giá trị dương với mức ý nghĩa thống kê cao. Hàm ý rằng, khi tỷ suất sinh lợi trên tổng tài sản của các ngân hàng tăng lên sẽ góp phần làm gia tăng tỷ lệ an tồn vốn. Kết quả này khá phù hợp vì tỷ suất sinh lợi trên tổng tài sản ROA của các ngân hàng có xu hướng cho thấy hiệu quả hoạt động và các tài sản mà ngân hàng đang đầu tư đang tạo ra lợi nhuận tốt do đó cũng kéo theo tỷ lệ an toàn vốn của các ngân hàng tăng lên. Kết quả là khá tương đồng với các nghiên cứu trước đây của các tác giả Ahmet và cộng sự (2011), Mohammed và cộng sự (2013), Leila và cộng sự (2014). Mặt khác, qua kết quả hồi quy tác giả cũng nhận thấy rằng có sự khác biệt về mối quan hệ tương quan với tỷ lệ an toàn vốn giữa ROA và ROE. Kết quả từ bảng 4.8 đã cho thấy hệ số tương quan giữa ROE và ETA ln nhận giá trị âm và có ý nghĩa thống kê cao với mức ý nghĩa 1%. Hàm ý rằng, tỷ suất lợi trên vốn chủ sở hữu lại có tác động làm giảm tỷ lệ an tồn vốn của các ngân hàng xuống. Kết quả này là khá tương đồng với kết quả của Ahmet và cộng sự (2011) tuy nhiên lại trái ngược với các kết quả đạt được của Dreca (2013), Leila và cộng sự (2014). Kết quả này cho thấy các ngân hàng niêm yết trên thị trường chứng khốn Việt Nam khi có tỷ suất sinh lợi trên vốn chủ sở hữu ROE, ROA tăng lên thì sẽ khuyến khích các ngân hàng có xu hướng đầu tư nhiều hơn vào các tài sản có rủi ro hoặc gia tăng việc tăng trưởng tín dụng nhằm tìm kiếm lợi nhuận và vơ tình việc mở rộng tăng trưởng tín dụng q mức cũng như đầu tư vào các tài sản có rủi ro sẽ đem lại nhiều rủi ro hơn cho các ngân hàng và kéo theo hệ quả là tỷ lệ an tồn vốn cũng giảm xuống.
Bên cạnh đó khi xem xét mối quan hệ giữa tỷ lệ tiền gửi của khách hàng (DEP) với tỷ lệ an toàn vốn, kết quả hồi quy cho thấy giữa tỷ lệ tiền gửi (DEP) và tỷ lệ an tồn vốn (ETA) có mối quan hệ tương quan dương với nhau với ý
có tác động làm gia tăng tỷ lệ an toàn vốn của các ngân hàng niêm yết trên thị trường chứng khoán Việt Nam.
Qua kết quả hồi quy từ bảng 4.8, tác giả cũng nhận thấy rằng trong giai đoạn nghiên cứu từ năm 2012 – 2020 vẫn chưa có đủ cở sở để có thể khẳng định rủi ro tín dụng (CR) và tính thanh khoản (LIQ) có tác động đến tỷ lệ an tồn vốn của các ngân hàng niêm yết trên thị trường chứng khoán Việt Nam. Đồng thời khi xem xét các yếu tố vĩ mô, tác giả cũng nhận thấy rằng lạm phát hầu như khơng có tác động đến tỷ lệ an toàn vốn của các ngân hàng và kết quả hồi quy cho thấy vẫn chưa đủ cơ sở để chắc chắn rằng tăng trưởng kinh tế có ảnh hưởng tới tỷ lệ an tồn vốn của các ngân hàng niêm yết trên thị trường chứng khoán Việt Nam.
Bảng 4.9: Bảng so sánh kết quả hồi quy với giả thuyết kỳ vọng
Tên biến Ký hiệu Dấu kỳ vọng Kết quả hồi quy
Quy mô ngân hàng SIZE - -
Tỷ suất sinh lợi trên
tổng tài sản (ROA) ROA + +
Tỷ suất sinh lợi trên
vốn cổ phần (ROE) ROE - -
Rủi ro tín dụng CR - Khơng có tác động
Tỷ lệ tiền gửi khách
hàng DEP + +
Tăng trưởng kinh tế L.GDP - Khơng có tác động
5.1 Kết luận
Khi thực thi CPTPP, Việt Nam cần thực hiện các cam kết trong lĩnh vực tài chính, ngân hàng; trong đó, có quy định cho phép các nhà đầu tư, ngân hàng nước ngoài mua cổ phần của các tổ chức tài chính, tín dụng trong nước. Đồng thời, các ngân hàng niêm yết trên thị trường chứng khoán Việt Nam có thể tiếp cận với nguồn vốn quốc tế thông qua việc phát hành cổ phiếu cho các đối tác chiến lược và ngân hàng nước ngoài. Trước khi tham gia CPTPP, một số ngân hàng ở Việt Nam như Vietcombank, Vietinbank, Techcombank, BIDV có tỷ lệ sở hữu của nhà đầu tư nước ngoài chiếm từ 15% trở lên. Sau khi Hiệp định được thực thi, Việt Nam có thể kỳ vọng dòng vốn đầu tư nước ngoài vào lĩnh vực tài chính, ngân hàng tăng cao hơn nữa, giúp cho thị trường trong nước tiếp cận nguồn lực tài chính dồi dào hơn để mở rộng phạm vi và nâng cao chất lượng hoạt động, từ đó nâng cao tỷ lệ an vốn cho các ngân hàng niêm yết trên thị trường chứng khoán Việt Nam.
Với mục tiêu nghiên cứu về tác động của các nhân tố vĩ mô bao gồm tăng trưởng kinh tế và lạm phát cũng như các nhân tố nội tại như tỷ suất sinh lợi trên tổng tài sản, rủi ro tín dụng, tính thanh khoản, tỷ lệ tiền gửi của khách hàng, quy mô, tỷ suất sinh lợi trên vốn chủ sở hữu đến tỷ lệ an toàn vốn của các ngân hàng niêm yết trên thị trường chứng khoán Việt Nam, tác giả đã dựa vào bộ dữ liệu được thu thập theo năm của các ngân hàng đang được niêm yết trên sàn giao dịch chứng khoán Việt Nam trong giai đoạn từ năm 2012 – 2020 cũng như các dữ liệu về kinh tế vĩ mô được công bố trên cổng thơng tin của World Bank. Qua q trình thực hiện hồi quy, kết quả luận văn đã giúp tác giả trả lời được các câu hỏi nghiên cứu của đề tài.
Thứ nhất, luận văn này đã giúp tác giả tìm thấy bằng chứng cho thấy trong
nhóm các nhân tố nội tại của ngân hàng thì chỉ có các nhân tố như quy mơ, tỷ suất sinh lợi trên tổng tài sản, tỷ suất sinh lợi trên vốn chủ sở hữu và tỷ lệ tiền gửi là
thấy các yếu tố như quy mô và tỷ suất sinh lợi trên vốn chủ sở hữu có tác động làm giảm tỷ lệ an toàn vốn của các ngân hàng niêm yết trên thị trường chứng khốn Việt Nam xuống. Trong khi đó, các yếu tố như tỷ lệ tiền gửi của khách hàng và tỷ suất sinh lợi trên tổng tài sản lại có tác động làm gia tăng tỷ lệ an toàn vốn của các ngân hàng. Mặt khác, luận văn cũng chưa tìm thấy bằng chứng cho thấy tính thanh khoản cũng như rủi ro tín dụng có ảnh hưởng lên tỷ lệ an toàn vốn của các ngân hàng niêm yết trên thị trường chứng khoán Việt Nam.
Thứ hai, khi xem xét ảnh hưởng của nhóm các nhân tố vĩ mô bao gồm tăng
trưởng kinh tế và tỷ lệ lạm phát đến tỷ lệ an toàn vốn của các ngân hàng, tác giả nhận thấy rằng vẫn chưa có đủ cơ sở để có thể kết luận rẳng các nhân tố vĩ mô bao gồm tăng trưởng kinh tế và tỷ lệ lạm phát có ảnh hưởng đên tỷ lệ an toàn vốn của các ngân hàng niêm yết trên thị trường chứng khoán Việt Nam trong giai đoạn từ năm 2012 – 2020.
5.2 Hàm ý chính sách
Qua nghiên cứu tại thị trường Việt Nam trong giai đoạn từ năm 2012 – 2020, tác giả nhận thấy đối với các ngân hàng niêm yết trên thị trường chứng khốn Việt Nam có tồn tại mối quan hệ tương quan giữa quy mô, tỷ suất sinh lợi trên vốn chủ sở hữu, tỷ lệ tiền gửi của khách hàng, tỷ suất sinh lợi trên tổng tài sản với tỷ lệ an toàn vốn.
Thứ nhất, kết quả nghiên cứu đã cho thấy quy mô của các ngân hàng có
ảnh hưởng tiêu cực và làm giảm tỷ lệ an toàn vốn của các ngân hàng xuống. Do đó, các nhà quản lý, các hoạch định chính sách cần lưu tâm về việc kiểm sốt và giảm sát chặt chẽ quá trình mở rộng quy mơ của các ngân hàng đồng thời cần phải có những quy định cụ thể về tỷ lệ vốn tối thiểu để đảm bảo việc mở rộng quy mô của các ngân hàng được tiến hành theo lộ trình nhưng vẫn đảm bảo duy trì hoạt