4.3. Phân tích tác động của rủi ro tín dụng đến hiệu quả hoạt động các NHTM
4.3.3. Phân tích hồi quy
4.3.3.1. Kiểm tra đa cộng tuyến
Đa cộng tuyến là hiện tượng các biến độc lập trong mơ hình có quan hệ với nhau. Đa cộng tuyến có hai trường hợp đó là hồn hảo và khơng hồn hảo, hồn hảo là làm cho mơ hình khơng ước lượng được cịn khơng hồn hảo là làm cho các biến độc lập mất đi ý nghĩa trong mơ hình hoặc làm sai dấu của hệ số hồi quy.
Tên biến VIF
TNTLB (6) 18,14 TDTTTS (5) 11,13 EQL (9) 11,05 TLNX (1) 7,39 EQS (10) 4,6 EQD (8) 3,12 EQA (7) 1,27
- Giá trị VIF của TNTLB lớn hơn 10. Do đó, tác giả sẽ loại biến TNTLB và kiểm tra lại:
Tên biến VIF
TDTTTS (5) 11,13 EQL (9) 11,05 TLNX (1) 7,39 EQS (10) 4,6 EQD (8) 3,12 EQA (7) 1,27
Kết quả kiểm tra lại cho thấy các giá trị VIF đều nhỏ hơn 10 nên các biến độc lập liên quan rủi ro tín dụng và biến kiểm sốt cịn lại cho cùng vào một mơ hình là phù hợp.
4.3.3.2. Kết quả mơ hình hồi quy biến phụ thuộc ROA
Bảng 4.15: Tổng hợp các kết quả mơ hình hồi quy biến phụ thuộc ROA
VARIABLES ROA ROA ROA ROA
EQL (9) 0,149*** 0,168*** 0,149*** 0,149*** -0,0373 -0,0372 -0,0376 -0,0374 TDTTTS (5) -0,0249*** -0,0248*** -0,0247*** -0,0250*** -0,00329 -0,00328 -0,00332 -0,00329 EQA (7) 0,00141*** 0,00128*** 0,00137*** 0,00138*** -0,00044 -0,00043 -0,00044 -0,00044 EQS (10) -0,0165 -0,0178 -0,016 -0,0174 -0,0234 -0,0235 -0,0236 -0,0235 EQD (8) -0,720* -0,61* -0,786** -0,767** -0,39 -0,396 -0,388 -0,387 TLNX (1) 0,0426*** -0,0105 CAR (3) 0,0140*** -0,00346 TLCTD (4) 0,0285*** -0,00747 DPRRTD (2) 0,0305*** -0,00768 Constant 1,496*** 1,523*** 1,567*** 1,582*** -0,277 -0,274 -0,274 -0,269 Observations 119 119 119 119 Number of i 19 19 19 19
Standard errors in parentheses *** p<0.01, ** p<0.05, * p<0.1
Nguồn: Tổng hợp và tính tốn bằng Stata của tác giả
Nhận xét:
Các rủi ro tín dụng đều tác động tích cực lên hiệu quả ROA (hệ số beta dương và p-value nhỏ hơn 0.05)
TDTTTS (5) và EQD (8) tác động ngược chiều lên ROA (hệ số beta âm và p-value nhỏ hơn 0.05);
EQL (9) và EQA (7) có tác động cùng chiều lên ROA (hệ số beta dương và p- value nhỏ hơn 0.05);
=> EQS (10) khơng có tác động lên ROA.
Kết quả nghiên cứu thực nghiệm bằng phương pháp phân tích hồi quy về mối quan hệ giữa rủi ro tín dụng với hiệu quả hoạt động của các NHTM Việt Nam cho thấy: hiệu quả kinh doanh ROA các NHTM Việt Nam chịu tác động bởi 08 nhân tố có ý nghĩa thống kê. Và theo REM được chấp nhận theo kiểm định Hausman đưa ra phương trình hồi quy như sau:
(1) ROA = 0,0426 * TLNX (1) + 0,014 * CAR (3) + 0,0285 * TLCTD (4) + 0,0305 DPRRTD (2) + 0,149 * EQL (9)- 0,0249 * TDTTTS (5) + 0,00141 * EQA (7) - 0,72 * EQD (8) + 1,496.
Đối với biến độc lập TLNX (1), DPRRTD (2): kết quả hồi quy cho thấy các biến độc lập này có ý nghĩa giải thích cho biến phụ thuộc ROA trong mơ hình (1), và hệ số hồi quy là 0,0426 và 0,0305 cho thấy TLNX, DPRRTD: có tác động cùng chiều đến ROA, Điều này có nghĩa là khi các yếu tố cố định khơng đổi thì tỷ lệ TLNX, DPRRTD: tăng một đơn vị sẽ làm lợi nhuận trên tổng tài sản của các NHTM tăng 0,0426 và 0,0305 đơn vị và ngược lại. Kết quả này phù hợp với giả thuyết mà tác giả đưa ra.
Các kết quả này phù hợp hơn với lý thuyết trật tự phân hạng: Demirguc-Kunt và Huizinga (1999) nghiên cứu cho các ngân hàng trên thế giới và Bashir (2003) khi nghiên cứu cho các ngân hàng ở Trung Đơng cũng có kết quả như thế. Kết quả này cũng tương đồng với các nghiên cứu của Garza-Garcia (2011) cho các ngân hàng Mexico. Pasiouras và Kosmidou (2007) ngân hàng Châu Âu còn Zeitun (2012) các ngân hàng khu vực Vùng Vịnh. Pastory, Marobhe và Kaaya(2013) cho các ngân hàng Tazania .Việc tỷ lệ TLNX, DPRRTD có mối quan hệ đồng biến và có ý nghĩa thống kê với hiệu quả kinh doanh ROA của ngân hàng cho thấy rằng khi tỷ lệ VCSH của ngân hàng tăng lên sẽ làm giảm chi phí sử dụng vốn và việc gia tăng VCSH sẽ tạo thêm các cơ hội đầu tư cho các dự án sinh lời của ngân hàng. Và việc có một nguồn vốn lớn sẽ tạo thêm uy tín cho ngân hàng trong vấn đề huy động vốn và mở rộng qui mô hoạt động kinh doanh.
Đối với biến độc lập CAR, TLCTD: kết quả hồi quy cho thấy các biến độc lập này có ý nghĩa giải thích cho biến phụ thuộc ROA trong mơ hình (1) với hệ số hồi quy là 0,014 và 0,0285 cho thấy CAR, TLCTD có tác động cùng chiều đến ROA, Điều này có nghĩa là khi các yếu tố cố định đổi thì tỷ lệ CAR, TLCTD tăng một đơn vị sẽ làm lợi nhuận trên tổng tài sản của ngân hàng tăng 0,014 và 0,0285 đơn vị và ngược lại.
- Đối với biến kiểm soát:
Tốc độ tăng trưởng tài sản (TDTTTS) có mối quan hệ ngược chiều với ROA với hệ số tác động tới ROA là: 0,0249. Điều này có ý nghĩa là khi cố định các nhân tố khác thì TDTTTS tăng một đơn vị sẽ làm ROA giảm đi 0,0249 và ngược lại. Kết quả nghiên cứu của A. Burki và Niazi (2003) cũng có kết luận tương tự về tỷ lệ chi phí trên thu nhập. Hiệu quả sử dụng chi phí có ảnh hưởng trực tiếp lên lợi nhuận của ngân hàng: ngân hàng nào có kế hoạch tiết kiệm chi phí phù hợp sẽ mang lại hiệu quả kinh tế cao. Vì vậy yếu tố này tác động tương đối mạnh đến hiệu quả hoạt động của ngân hàng.
Tổng vốn chủ sở hữu/Tổng nợ (EQD): có mối quan hệ ngược chiều với ROA với hệ số tác động tới ROA là: 0,72 Điều này có ý nghĩa là khi cố định các nhân tố khác thì DPRRTD tăng một đơn vị sẽ làm ROA giảm đi 0,72 đơn vị và ngược lại. Kết quả nghiên cứu của Pastory, Marobhe và l Kaaya (2013) cho kết luận trái ngược về nhân tố DPRRTD nhưng khơng có ý nghĩa thống kê.
Tổng vốn chủ sở hữu/Tổng tài sản (EQA) có mối quan hệ cùng chiều với với mức tác động là 0,0329, điều này có ý nghĩa là khi cố định các nhân tố khác thì DPRRTD tăng một đơn vị sẽ làm ROA tăng lên 0,329 và ngược lại. Kết quả này phù hợp với rất nhiều các nghiên cứu trước đây cho rằng tăng trưởng của các tổ chức được xem là có ảnh hưởng tích cực đến hiệu quả hoạt động.
Bảng 4.16: Tổng hợp các kết quả mơ hình hồi quy biến phụ thuộc ROA
VARIABLES ROE ROE ROE ROE
EQL (9) 0,118 0,163 0,109 0,101 -0,283 -0,333 -0,298 -0,283 TDTTTS (5) -0,297*** -0,291*** -0,295*** -0,298*** -0,0149 -0,0186 -0,0151 -0,0151 EQA (7) 0,0110*** 0,00981*** 0,0108*** 0,0107*** -0,00236 -0,00174 -0,00243 -0,0024 EQS (10) 0,118 0,115 0,126 0,113 -0,377 -0,412 -0,384 -0,377 EQD (8) -18,45*** -16,87*** -18,16*** -18,38*** -2,256 -2,227 -2,189 -2,178 TLNX (1) 0,381*** -0,119 CAR (3) 0,159*** -0,0462 TLCTD (4) 0,270** -0,0939 DPRRTD (2) 0,278*** -0,0948 Constant 24,46*** 24,02*** 24,82*** 25,19*** -1,972 -1,876 -2,015 -1,876 Observations 119 119 119 119 Number of i 19 19 19 19
Standard errors in parentheses *** p<0.01, ** p<0.05, * p<0.1
Nguồn: Tổng hợp và tính tốn bằng Stata của tác giả
Nhận xét:
Các biến rủi ro tín dụng đều có tác động cùng chiều lên ROE. EQA (7) và RRTD có tác động cùng chiều lên ROE (hệ số beta dương và p-value nhỏ hơn 0.05)
TDTTTS (5) và Tổng vốn chủ sở hữu/Tổng nợ (EQD) (8) có tác động ngược chiều lên ROE (hệ số beta âm và p-value nhỏ hơn 0.05).
Tổng vốn chủ sở hữu/Tổng các khoản dư nợ cho vay (EQL) và Tổng vốn chủ sở hữu/ Tổng tiền gửi của khách và tài trợ ngắn hạn (EQS) khơng có tác động lên ROE.
Kết quảnghiên cứu thực nghiệm bằng phương pháp phân tích hồi quy về mối quan hệ giữa rủi ro tín dụng với hiệu quả hoạt động của các NHTM Việt Nam cho thấy biến phụ thuộc ROE của các NHTM Việt Nam chịu tác động bởi bảy nhân tố có ý nghĩa thống kê.
Kết quả hồi quy mối quan hệ giữa ROE với các biến rủi ro tín dụng và các biến kiểm soát theo FEM được chấp nhận theo kiểm định Hausman đưa ra phương trình như sau:
(2) ROE = 0,381 * TLNX (1) + 0,159 * CAR (3) + 0,270 * TLCTD (4) + 0,278 * DPRRTD (2) - 0,291 * TDTTTS (5) + 0,011* EQA (7) - 18,45 * EQD (8) + 24,46
- Đối với biến độc lập:
TLNX (1) + CAR (3) + TLCTD (4) + DPRRTD (2): kết quả hồi quy cho thấy TLNX (1), DPRRTD (2) có ý nhĩa giải thích cho ROE trong mơ hình (2) cho thấy TLNX (1), DPRRTD (2) có tác động cùng chiều đến ROE với mức tác động là 0,381 và 0,278. Điều này có nghĩa là khi các yếu tố cố định đổi thì tỷ lệ TLNX (1), DPRRTD (2) tăng một đơn vị sẽ làm ROE của các NHTM Việt Nam tăng 0,381và 0,278 đơn vị và ngược lại. Tương tự CAR (3), TLCTD (4) có ý nhĩa giải thích cho ROE trong mơ hình (2) cho thấy CAR (3), TLCTD (4) có tác động cùng chiều đến ROE với mức tác động là 0,159 và 0,270 . Điều này có nghĩa là khi các yếu tố cố định đổi thì tỷ lệ TLNX (1), DPRRTD (2) tăng một đơn vị sẽ làm ROE của các NHTMVN tăng 0,159 và 0,270 đơn vị và ngược lại.
Kết quả này trái ngược với lý thuyết M&M: lý thuyết này cho rằng tỷ lệ ROE là một hàm tuyến tính có mối quan hệ tiêu cực với tỷ lệ VCSH/tổng nợ: nghiên cứu của Berger (2002), của Hutchison và Cox(2006) đều nghiên cứu các ngân hàng của Mỹ củng khẳng định lý thuyết này, đồng quan điểm với lý thuyết M&M là nghiên cứu năm 2006
của Pratomo và Ismail tại các ngân hàng hồi giáo ở Malaysia hay Saeed (2013) tại các ngân hàng Pakistan.
- Đối với biến kiểm soát:
Tốc độ tăng trưởng tài sản (Growth) và Tổng vốn chủ sở hữu/Tổng nợ (EQD): có mối quan hệ ngược chiều với ROE với hệ số tác động lần lượt tới ROE là:0,291 và 18,45. Điều này có ý nghĩa là khi cố định các nhân tố khác thì Tốc độ tăng trưởng tài sản (Growth) tăng một đơn vị sẽ và ROE giảm đi 0,291 đơn vị và ngược lại và khi Tổng vốn chủ sở hữu/Tổng nợ (EQD) tăng 1 đơn vị sẽ làm ROE giảm đi 18,45 đơn vị và ngược lại. Kết quả NC của A. Burki và Niazi (2003) cũng có kết luận tương tự về tỷ lệ chi phí trên thu nhập.Hiệu quả sử dụng chi phí có ảnh hưởng trực tiếp lên lợi nhuận của NH : NH nào có kế hoạch tiết kiệm chi phí phù hợp sẽ mang lại hiệu quả kinh tế cao. Vì vậy yếu tố này tác động tương đốmạnh đến HQHĐ của NH. Kết quả nghiên cứu của Pastory, Marobhe và Kaaya (2013) cho kết luận trái ngược về nhân tố CDE nhưng khơng có ý nghĩa thống kê.
Biến tổng vốn chủ sở hữu/Tổng tài sản (EQA) có mối quan hệ cùng chiều với ROE với mức tác động 0,011, điều này có ý nghĩa là khi cố định các nhân tố khác thì tổng vốn chủ sở hữu/Tổng tài sản (EQA) tăng một đơn vị sẽ làm ROE tăng lên 0,011 đơn vị và ngược lại. Kết quả này phù hợp với rất nhiều các nghiên cứu trước đây cho rằng tăng trưởng của các NH được xem là có ảnh hưởng tích cực đến HQHĐ và khả năng sinh lời của các NHTM.