Phân tích hồi quy theo Fixed Effects Model- 123docz.net

LA Hệ số hồi quy Sai số chuẩn t P>|t| Khoảng tin cậy 95%

SIZE -0,0456572 0,0149125 -3,06 0,003 -0,0752133 -0,016101 CAP -0,5316794 0,1421638 -3,74 0,000 -0,8134434 -0,2499153 ROE 0,3840653 0,1329008 2,89 0,005 0,12066003 0,6474704 LLP -12,05293 2,767802 -4,35 0,000 -17,53862 -6,567233 GDP 0,0931967 1,461894 0,06 0,949 -2,804231 2,990624 Hằng số 1,751766 0,4601987 3,81 0,000 0,8396676 2,663865

Với mức ý nghĩa 5%, ta có: Prob = 0,0000 < 5% nên bác bỏ giả thuyết H0  chọn mơ hình hồi quy theo Fixed effects model

4.4.2. So sánh giữa các mơ hình: Fixed effects model và Random effects model Bảng 4.6: Phân tích hồi quy theo Fixed effects model

LA Hệ số hồi quy Sai số chuẩn t P>|t| Khoảng tin cậy 95%

Bảng 4.7: Phân tích hồi quy theo Random effects model:

LA Hệ số hồi quy Sai số chuẩn t P>|t| Khoảng tin cậy 95%

SIZE -0,0331499 0,0110409 -3,00 0,003 -0,0547898 -0,0115101 CAP -0,4642764 0,1286645 -3,61 0,000 -0,7164542 -0,2120986 ROE 0,444359 0,1239154 3,59 0,000 0,2014894 0,6872287 LLP -10,62363 2,569091 -4,14 0,000 -15,65895 -5,588302 GDP 0,0162474 1,450967 0,01 0,991 -2,827595 2,86009 Hằng số 1,342869 0,346994 3,87 0,000 0,6627733 2,022965 Kiểm định Hausman:

Nhận xét: Với mức ý nghĩa 5%, ta có: Prob = 0,1121 > 5% nên chấp nhận giả thuyết H0  chọn mơ hình hồi quy theo Random Effects Model

Kết luận chung: Sau khi so sánh ba mơ hình, ta chọn mơ hình Random Effects Model. Kết quả mơ hình Random Effects Model như sau:

LA Hệ số hồi quy Sai số chuẩn t P>|t| Khoảng tin cậy 95%

SIZE -0,0331499 0,0110409 -3,00 0,003 -0,0547898 -0,0115101

CAP -0,4642764 0,1286645 -3,61 0,000 -0,7164542 -0,2120986

ROE 0,444359 0,1239154 3,59 0,000 0,2014894 0,6872287

GDP 0,0162474 1,450967 0,01 0,991 -2,827595 2,86009

Hằng số

1,342869 0,346994 3,87 0,000 0,6627733 2,022965

4.4.3. Kết quả bảng hồi quy cuối cùng - khắc phục hiện tượng tự tương quan bằng phương pháp bình phương bé nhất tổng quát khả thi (Feasible General Least Square – FGLS).

Bảng 4.8: Bảng hồi quy kết quả_phương pháp FGLS

LA Hệ số hồi quy Sai số chuẩn z P>|z| [Khoảng tin cậy 95%]

SIZE -0,0362753 0,0118405 -3,06 0,002 -0,0594824 -0,0130683 CAP -0,5849618 0,1340825 -4,36 0,000 -0,8477588 -0,3221649 ROE 0,352467 0,1377828 2,56 0,011 0,0824176 0,6225164 LLP -8,645362 2,788959 -3,10 0,002 -14,11162 -3,179103 GDP 0,0371878 1,29703 0,03 0,977 -2,504945 2,579321 Hằng số 1,445932 0,3360558 3,95 0,000 0,7284757 2,163388

Với biến phụ thuộc là LAi,t, sau khi dùng phương pháp FGLS để khắc phục hiện tượng tự tương quan giữa các sai số để đảm bảo ước lượng thu được vững và hiệu quả, ta có kết quả như sau:

LAi,t = 1,4459 – 0,0363 SIZEi,t – 0,5849 CAPi,t + 0,3525 ROEi,t – 8,6454 LLPi,t + εi,t

- Biến SIZEi,t tác động ngược chiều (– 0,0363) và có ý nghĩa thống kê với mức ý

nghĩa 5%.

- Biến CAPi,t tác động ngược chiều (– 0,5849) và có ý nghĩa thống kê với mức ý

nghĩa 5%.

- Biến ROEi,t tác động cùng chiều (0,3525) và có ý nghĩa thống kê với mức ý nghĩa

5%.

- Biến LLPi,t tác động ngược chiều (– 8,6454) và có ý nghĩa thống kê với mức ý

nghĩa 5%.

- Biến GDPt tác động cùng chiều nhưng không có ý nghĩa thống kê với mức ý nghĩa

5%.

4.5. Thảo luận kết quả nghiên cứu

4.5.1. Biến rủi ro tín dụng LLPi,t

Biến LLPi,t =|– 8,6454| có giá trị lớn nhất so với các biến có ý nghĩa thống kê cịn lại, vậy rủi ro tín dụng (giá trị trích lập dự phịng rủi ro tín dụng/tổng tài sản) là yếu tố tác động mạnh nhất và quan trọng nhất hiện nay trong quản lý thanh khoản tại các ngân hàng thương mại Việt Nam (với mức ý nhĩa 5%). Kết quả này cũng tương tự như kết quả tìm thấy trong các nghiên cứu của Camila et al. (2012), Malik et al. (2013), Subedi & Neupane (2013).

Kết quả này phản ánh chính xác tình hình thực tế diễn ra tại Việt Nam, NHTMCP Ngoại Thương Việt Nam năm 2014 có hơn 9.000 tỷ đồng nợ xấu, chiếm 3,09% tổng dư nợ. Trong đó, nợ có khả năng mất vốn là 4.765 tỷ đồng, tăng hơn 70% so với cùng thời điểm năm 2013.

Tỷ lệ nợ xấu của Techcombank năm 2014 là 4,12%, tăng so với mức 3,65% cuối năm 2013, tỷ lệ nợ xấu của Eximbank năm 2014 là 2,94% so với mức 1,985 của năm 2013. NHTMCP Á Châu năm 2014 là 3,6% tương đương 4.037 tỷ đồng, NHTMCP Quân Đội tỷ lệ nợ xấu 2014 là 2,87%. Trong 09 tháng giai đoạn 2011 – 2012 tỷ lệ nợ xấu các ngân hàng được thống kê như sau:

Những ngân hàng có tỷ lệ nợ quá hạn và nợ xấu cao, đều là những ngân hàng gặp khó khăn trong thanh toán, mất niềm tin của khách hàng và nhà đầu tư.

4.5.2. Biến tỷ lệ vốn CAPt

Tình hình chung của ngân hàng thương mại tại Việt Nam hiện nay yếu tố vốn chủ sở hữu ngày càng quan trọng, biến CAPi,t = |– 0,5849| có sự tương quan ngược chiều khá mạnh đến tỷ lệ thanh khoản với mức ý nghĩa thống kê 5%.

Kết quả trên cho thấy, những ngân hàng có tỷ lệ vốn chủ sở hữu trên tổng tài sản cao, là những ngân hàng có tỷ lệ thanh khoản khá thấp. Cụ thể, ngân hàng thương mại cổ phần Phát Triển Mê Kông là ngân hàng có tỷ lệ vốn cao nhất là CAP2013 = 0,614083

tuy nhiên tỷ lệ thanh khoản trong năm 2013 chỉ đạt LA2013 = 0,159959 thấp hơn tỷ lệ

trung bình là 0,2269877.

Ngân hàng thương mại cổ phần Á Châu tỷ lệ vốn chỉ đạt CAP2011 = 0,042556 thấp nhất so với các ngân hàng khác nhưng lại có tỷ lệ thanh khoản cao đạt LA2011 = 0,338268 vào năm 2011 so với tỷ lệ thanh khoản trung bình là 0,2269877.

Bên cạnh đó, các ngân hàng thương mại cổ phần khác có tỷ lệ vốn dao động gần mức trung bình như: NHTMCP An Bình có tỷ lệ vốn là 0,293129 vào năm 2008 và giảm dần xuống còn 0,084716 vào năm 2014 nhưng vẫn ln duy trì được tỷ lệ thanh khoản qua các năm dao động từ 0,222200 đến 0,349089 ở mức cao hơn tỷ lệ trung bình. Cụ thể, tỷ lệ thanh khoản năm 2008, 2014 lần lượt là 0,238093, 0,306923.

Kết quả này trùng khớp với kết quả nghiên cứu của Horvàth et al. (2012), Teixeira (2013).

4.5.3. Biến quy mô ngân hàng SIZEi,t

Biến quy mơ ngân hàng có mức tương quan -0,0362753 với tỷ lệ thanh khoản ngân hàng, ở mức ý nghĩa 5%. Điều này cho thấy quy mô ngân hàng có tác động ngược chiều lên tỷ lệ thanh khoản, nhưng mức tác động không cao. Mối tương quan này chỉ ra rằng, những ngân hàng có quy mơ nhỏ thường nắm giữ tỷ lệ thanh khoản cao hơn. (Kashyap & ct, 2002; Rochet & Vives, 2004; Aspachs et al., 2005; Lucchetta, 2007; Dinger, 2009; Alman, 2012; Delechat et al., 2012; Vodovà, 2013.) Tuy nhiên lại đi ngược với kết quả của Berger & Bouwman, 2009; Rauch et al., 2009; Malik & Rafique, 2013; Almumani, 2013.

Thực tế tại Việt Nam, những ngân hàng nhỏ thường chịu sức ép lớn về thanh khoản và rủi ro thanh khoản hơn những ngân hàng lớn, do đó những ngân hàng nhỏ thường chủ động duy trì một tỷ lệ thanh khoản cao để đáp ứng những yêu cầu thanh khoản từ ngân hàng nhà nước, và đối phó với những biến động từ thị trường. Những ngân hàng nhỏ, với mạng lưới giao dịch ít, thời gian thành lập sau và uy tín chưa cao, khó thu hút được lượng tiền gửi dồi dào. Do đó, nhóm những ngân hàng nhỏ này sẽ duy trì một tỷ lệ thanh khoản cao hơn. Ngược lại, những ngân hàng có quy mơ lớn, mạng lưới chi nhánh rộng khắp, gia tăng tổng tài sản, phát triển quy mơ sẽ dễ bề đối phó với những diễn biến thanh khoản từ thị trường, đồng thời nhóm ngân hàng này có lợi thế hơn từ những ưu đãi của ngân hàng nhà nước. Do vậy, quy mô ngân hàng trong giai đoạn nghiên cứu có tác động ngược chiều lên tỷ lệ thanh khoản.

4.5.4. Biến tỷ lệ lợi nhuận ROE

Kết quả hồi quy cho thấy tỷ lệ lợi nhuận ROE có tương quan cùng chiều mạnh mẽ với tỷ lệ thanh khoản với hệ số tương quan 0,352467, ở mức ý nghĩa 5%. Điều này phù hợp với các nghiên cứu của Hackethal et al. (2010) và Vovada (2013. Thưc tế tại Việt Nam, giai đoạn hậu khủng hoảng là giai đoạn kinh tế Việt Nam đối mặt với nhiều biến động, do đó những ngân hàng có tỷ lệ lợi nhuận cao vẫn chủ động duy trì một tỷ lệ thanh khoản cao, đồng thời đây cũng là nhóm những ngân hàng có chất lượng quản lý tín dụng tốt.

4.5.5. Biến tăng trưởng GDP

Với mức ý nghĩa 5%, biến tỷ lệ tăng trưởng GDP năm hiện hành (∆GDPi,t) khơng có ý nghĩa, nên chưa đủ cơ sở kết luận tỷ lệ tăng trưởng GDP có ảnh hưởng đến tỷ lệ thanh khoản của các NHTMCPVN giai đoạn 2008 - 2014. Kết quả này tương đồng với các nghiên cứu của Camila et al. (2012) khi phân tích các yếu tố vĩ mơ tác động đến rủi ro tín dụng trong lĩnh vực ngân hàng tại Trung Mỹ từ 2006-2010, giai đoạn này bao gồm cả khi nền kinh tế bùng nổ và cuộc khủng hoảng tài chính gần đây; hoặc nghiên cứu của Malik & Rafique (2013) tại Parkistan trong giai đoạn 2007-2011. Theo như thực tế ở Việt Nam và căn cứ vào kết quả nghiên cứu của các tác giả trên, ta thấy tình hình tăng trưởng GDP không ảnh hưởng ngay đến tỷ lệ thanh khoản ngân hàng mà phải có một độ trễ nhất định. Do đó, trong giai đoạn nghiên cứu chúng ta khơng tìm thấy được sự tương quan có ý nghĩa của tỷ lệ tăng trưởng GDP năm hiện hành và tỷ lệ thanh

khoản ngân hàng. Vì vậy, xét trong giai đoạn nghiên cứu thì chưa đủ cơ sở để khẳng định biến này có ý nghĩa tại Việt Nam.

TĨM TẮT CHƯƠNG 4

Kết quả tìm được khi nghiên cứu một số yếu tố tác động đến rủi ro tín dụng ngân hàng tại Việt Nam gần tương đồng với các nghiên cứu trước. Tuy nhiên, kết quả cũng cho thấy hoạt động ngân hàng Việt Nam có những đặc thù khác biệt với các nền kinh tế khác.

Biến rủi ro tín dụng có tác động ngược chiều và mạnh nhất đến tỷ lệ thanh khoản. Điều này cho thấy, rủi ro tín dụng càng cao càng khiến cho tỷ lệ thanh khoản tại ngân hàng giảm mạnh. Nếu ngân hàng quản lý tốt rủi ro tín dụng thì tỷ lệ thanh khoản sẽ tăng lên đáng kể.

Biến quy mơ ngân hàng có tác động ngược chiều đến tỷ lệ thanh khoản, nhưng mức tác động không cao. Điều này tuy đi ngược với kết quả của một số nghiên cứu trước, nhưng lại phản ánh chính xác thực tế giai đoạn nghiên cứu hậu khủng hoảng của đề tài. Biến tỷ lệ vốn cũng có tác động ngược chiều khá mạnh đến tỷ lệ thanh khoản. Căn cứ thực tế ở Việt Nam, những ngân hàng có tỷ lệ vốn thấp thường là những ngân hàng có quy mơ lớn. Giải thích điều này, tỷ lệ vốn được tính bằng cơng thức: Vốn chủ sở hữu chia cho tổng tài sản, mà phần lớn những ngân hàng có vốn chủ sở hữu lớn, lại đồng thời nắm giữ một lượng tài sản lớn tương xứng. Dễ dàng nhận thấy ở nhóm những ngân hàng thương mại nhà nước như BIDV, Vietcombank, Vietinbank, tỷ lệ thanh khoản luôn ở mức cao.

Biến tỷ lệ lợi nhuận có tác động cùng chiều mạnh đến tỷ lệ thanh khoản. Điều này không đúng ở một số quốc gia và ngược với lý thuyết giữa thanh khoản và lợi nhunậ, nhưng trong giai đoạn này tại Việt Nam, nhóm những ngân hàng duy trì được tỷ lệ tăng trưởng lợi nhuận tốt là những ngân hàng có khả năng thanh khoản dồi dào, chất lượng tín dụng tốt.

Biến Tỷ lệ tăng trưởng chưa đủ cơ sở kết luận có tác động đến tỷ lệ thanh khoản theo kết quả nghiên cứu. Theo như thực tế ở Việt Nam và căn cứ vào kết quả nghiên cứu tác giả thấy tình hình tăng trưởng GDP khơng ảnh hưởng ngay đến tỷ lệ thanh khoản ngân hàng mà phải có một độ trễ nhất định. Do đó, trong giai đoạn nghiên cứu khơng tìm thấy được sự tương quan có ý nghĩa của tỷ lệ tăng trưởng GDP năm hiện hành và tỷ lệ thanh khoản ngân hàng.

Vậy, sau khi tiến hành kiểm định mơ hình từ bước xử lý số liệu có vi phạm các giả thuyết hồi quy theo phương pháp OLS hay khơng, sau đó tiến hành dùng phương pháp GLS để khắc phục tự tương quan bậc nhất giữa các sai số và hiện tượng phương sai thay đổi để đảm bảo ước lượng thu được vững và hiệu quả, bài nghiên cứu lựa chọn được mơ hình cuối cùng gồm 04 biến: Biến Rủi ro tín dụng LRR, Quy mơ ngân hàng LnSize, Tỷ lệ vốn CAP, Tỷ lệ lợi nhuận ROE.

CHƯƠNG 5

KẾT LUẬN VÀ KIẾN NGHỊ 5.1. Kết luận

Kết quả nghiên cứu mơ hình định lượng cho thấy, có 04 yếu tố tác động đến tỷ lệ thanh khoản của các ngân hàng thương mại Việt Nam giai đoạn 2008 – 2014 là: rủi ro tín dụng, quy mơ ngân hàng, tỷ lệ vốn, tỷ lệ lợi nhuận.

Với các hệ số hồi quy tương ứng với : rủi ro tín dụng, quy mô ngân hàng, tỷ lệ vốn, tỷ lệ lợi nhuận, đã giải thích rõ mức độ tác động của các yếu tố đến tỷ lệ thanh khoản của các ngân hàng thương mại Việt Nam cụ thể trong bảng 5.1 như sau:

Bảng 5.1: Các yếu tố tác động đến tỷ lệ thanh khoản

Biến Tác động Kết quả Mức ý nghĩa Giả thuyết

LLP - – 8,6454 5% Chấp nhận CAP - – 0,5849 5% Chấp nhận SIZE - -0.0363 5% Chấp nhận ROE + +0.3525 5% Chấp nhận GDP Chưa đủ cơ sở kết luận

- Biến LLPi,t =|– 8,6454| có giá trị lớn nhất so với các biến có ý nghĩa thống kê cịn

lại, vậy rủi ro tín dụng (giá trị trích lập dự phịng rủi ro tín dụng/tổng tài sản) là yếu tố tác động mạnh nhất và quan trọng nhất hiện nay trong quản lý thanh khoản tại các ngân hàng thương mại Việt Nam (với mức ý nhĩa 5%).

- Tình hình chung của ngân hàng thương mại tại Việt Nam hiện nay yếu tố vốn chủ

sở hữu ngày càng quan trọng, biến CAPi,t = |– 0,5849| có sự tương quan ngược chiều khá mạnh đến tỷ lệ thanh khoản với mức ý nghĩa thống kê 5%.

- Biến quy mơ ngân hàng có mức tương quan -0,0362753 với tỷ lệ thanh khoản ngân

hàng, ở mức ý nghĩa 5%. Điều này cho thấy quy mô ngân hàng có tác động ngược chiều lên tỷ lệ thanh khoản, nhưng mức tác động không cao. Mối tương quan này chỉ ra rằng, những ngân hàng có quy mô nhỏ thường nắm giữ tỷ lệ thanh khoản cao hơn.

- Kết quả hồi quy cho thấy tỷ lệ lợi nhuận ROE có tương quan cùng chiều mạnh mẽ

với tỷ lệ thanh khoản với hệ số tương quan 0,352467, ở mức ý nghĩa 5%.

- Với mức ý nghĩa 5%, biến tỷ lệ tăng trưởng GDP năm hiện hành (∆GDPi,t) khơng

có ý nghĩa, nên chưa đủ cơ sở kết luận tỷ lệ tăng trưởng GDP có ảnh hưởng đến tỷ lệ thanh khoản của các NHTMCPVN giai đoạn 2008 - 2014

5.2. Một số kiến nghị

5.2.1 Đối với biến rủi ro tín dụng

- Để tăng tỷ lệ thanh khoản tại các ngân hàng thương mại Việt Nam cần giảm giá trị

trích lập dự phịng rủi ro tín dụng vì là yếu tố quan trọng bậc nhất hiện nay vì các ngân hàng thương mại trong giai đoạn 2008 – 2014 tỷ lệ thanh khoản giảm rõ rệt. Là yếu tố đảm bảo tính bền vững trong hoạt động kinh doanh của ngân hàng, hầu hết các ngân hàng hiện nay đã và đang vượt qua tỷ lệ nợ xấu 3% do nhà nước quy định.

- Trong thực tế, khi các ngân hàng thương mại tăng trưởng tín dụng hay cho vay