Bảng 4.2 Kết quả thống kê mô tả
Variable Mean Std. Dev. Min Max
OWN 0.15 0.36 0.00 1.00 ROE 0.10 0.06 0.00 0.28 CAP 0.11 0.06 0.04 0.36 CR 0.01 0.01 0.00 0.04 OC 0.48 0.15 0.19 0.98 Size 17.77 1.25 14.60 20.31 LA 0.53 0.14 0.19 0.85 DOP 0.66 0.15 0.04 0.98 GDP 0.06 0.01 0.05 0.08 CPI 0.11 0.06 0.04 0.23
Nguồn: Kết quả từ phần mềm STATA
Bảng 4.2 mơ tả giá trị trung bình, độ lệch chuẩn, giá trị nhỏ nhất, giá trị lớn nhất và số mẫu quan sát dùng trong nghiên cứu. ROE trung bình của mẫu là 10.08%, thấp nhất là 0.25% (năm 2014 của NCB) và lớn nhất là 28.46% (năm 2008 của ACB). Giá trị trung bình của các biến CAP, CR, OC, SIZE, LA, DOP, GDP, CPI lần lượt là 11.35%, 1.29%, 48.22%, 17.77, 53.02%, 65.55%, 6.14%, 10.72%,. Trong đó với giá trị trung bình khá cao CAP cho thấy hệ thống ngân hàng Việt Nam vẫn đảm bảo được hệ số an toàn vốn tối thiểu. Hoạt động chủ yếu của hệ thống Ngân hàng chủ yếu vẫn là cho vay thể hiện qua giá trị trung bình của chỉ số LA cao, tuy nhiên với giá trị trung bình là 53.02% thì cho thấy các Ngân hàng cũng đã đa dạng hoạt động kinh doanh của mình nhằm phân tán rủi ro từ hoạt động tín dụng.
Qua bảng thống kê mô tả trên ta thấy các biến ROE, CAP, CR, GDP, CPI có độ lệch chuẩn tương tối thấp, cho thấy mức độ ổn định của số liệu lớn, dao động quanh giá trị trung bình nhỏ.
Bảng 4.3 Ma trận tƣơng quan
OWN CAP CR OC Size LA DOP GDP CPI
OWN 1.00 CAP -0.35 1.00 CR 0.45 -0.25 1.00 OC -0.16 -0.03 0.13 1.00 Size 0.64 -0.68 0.49 -0.02 1.00 LA 0.27 0.25 -0.09 -0.10 -0.08 1.00 DOP 0.09 0.16 0.16 0.17 0.10 0.50 1.00 GDP 0.00 0.02 -0.32 -0.37 -0.24 -0.05 -0.26 1.00 CPI 0.00 0.18 -0.04 -0.06 -0.15 -0.03 -0.18 0.03 1.00
Nguồn: Kết quả từ phần mềm STATA
Nhìn vào ma trận tương quan ta thấy hệ số tương quan giữa các biến đều thấp hơn 0.8. Do đó, mơ hình nghiên cứu có khả năng bị đa cộng tuyến thấp.
4.4.2 Phân tích định lƣợng
Đầu tiên, hồi quy OLS tổng thể được thực hiện để phân tích mối quan hệ giữa hình thức sở hữu và tỷ suất sinh lời. Đối với mơ hình ước lượng theo phương pháp này tất cả các hệ số đều không thay đổi giữa các đối tượng khác nhau và không thay đổi theo thời gian (Gujarati, 2004).
Bảng 4.4 Kết quả hồi quy theo OLS
ROE Coef. Std. Err. t P>t
OWN -0.013 0.013 -0.960 0.340 CAP -0.278 0.077 -3.630 0.000*** CR -1.246 0.523 -2.380 0.018** OC -0.208 0.023 -8.920 0.000*** Size 0.018 0.005 3.760 0.000*** LA 0.019 0.029 0.660 0.508 DOP 0.044 0.026 1.670 0.098* GDP 0.755 0.543 1.390 0.166 CPI 0.578 0.366 1.580 0.116 _cons -0.214 0.114 -1.890 0.061
Ghi chú: *, **, *** lần lượt tương ứng với mức ý nghĩa 10%, 5% và 1%
Kết quả hồi quy OLS cho thấy hình thức sở hữu khơng có tác động đến tỷ suất sinh lời của các NHTMCP. Tuy nhiên, độ vững và tính hiệu quả của các hệ số trong phân tích dữ liệu bảng dựa trên phương pháp hồi quy bình phương nhỏ nhất tổng thể có thể bị nghi ngờ vì mơ hình OLS tổng thể khơng cần quan tâm đến các yếu tố không thể thu thập được hoặc ảnh hưởng riêng lẻ, đặc thù từng ngân hàng, trong khi vấn đề ảnh hưởng riêng lẻ là một trong những hiện tượng xảy ra thường xuyên ở những nghiên cứu thực nghiệm (Baltagi, 2005). Do đó, để xử lý vấn đề về các yếu tố không quan sát được (unobserved heterogeneity), mơ hình ảnh hưởng ngẫu nhiên (RE) và ảnh hưởng cố định (FE) được sử dụng.
Bảng 4.5 Kiểm định Hausman Test
Test: Ho: difference in coefficients not systematic chi2(8) = (b-B)'[(V_b-V_B)^(-1)](b-B)
= 3.60
Prob>chi2 = 0.8913 (V_b-V_B is not positive definite)
Nguồn: Kết quả từ phần mềm STATA
Theo kết quả kiểm định lựa chọn giữa mơ hình FE và RE ở bảng 4.5 ta có p-value = 0.8913 > mức ý nghĩa 5%, vì vậy ta khơng đủ bằng chứng để bác bỏ H0, chấp nhận H0 đồng nghĩa là khơng có sự tương quan giữa sai số và các biến giải thích, mơ hình được sử dụng là RE.
Để lựa chọn giữa RE và Pooled OLS, phương pháp phân tử Lagrange (LM) với kiểm định Breusch-Pagan được sử dụng để kiểm chứng tính phù hợp của ước lượng (Baltagi, 2008).
Bảng 4.6 Kiểm định Breusch-Pagan
Test: Var(u) = 0
chibar2(01) = 19.75 Prob > chibar2 = 0.0000
Nguồn: Kết quả từ phần mềm STATA
Dựa vào kết quả kiểm định bảng 4.6 ta có p-value = 0.0000 < mức ý nghĩa 5%, ta có đủ bằng chứng bác bỏ H0, như vậy có sự khác biệt sai số giữa các đối tượng khác nhau do đó ta chọn phương pháp RE.
Như vậy sau khi thực hiện các kiểm định lựa chọn mơ hình giữa OLS, RE và FE thì RE là mơ hình phù hợp đối với dữ liệu nghiên cứu của bài luân văn. Kết quả hồi quy theo phương pháp RE như sau:
Bảng 4.7 Kết quả hồi quy theo RE
ROE Coef. Std. Err. z P>z
CAP -0.330 0.082 -4.030 0.000*** CR -1.013 0.581 -1.740 0.081* OC -0.247 0.022 -11.250 0.000*** Size 0.012 0.005 2.160 0.031* GDP -0.006 0.324 -0.020 0.985 CPI 0.174 0.046 3.780 0.000*** OWN -0.005 0.018 -0.290 0.768 LA 0.028 0.034 0.810 0.418 DOP -0.009 0.025 -0.360 0.721 _cons 0.034 0.116 0.290 0.772
Ghi chú: *, **, *** lần lượt tương ứng với mức ý nghĩa 10%, 5% và 1%
Nguồn: Kết quả từ phần mềm STATA
Qua kết quả hồi quy trên các biến CAP, OC, CPI có ý nghĩa ở mức 1%, Size có ý nghĩa ở mức 5% và CR có ý nghĩa ở mức 10%. Dựa vào hệ số hồi quy ta thấy CAP, CR, OC có mối quan hệ nghịch biến với ROE nghĩa là khi tỷ lệ vốn chủ sở hữu giảm các yếu tố khác khơng đổi thì sẽ làm ROE tăng, khi tỷ lệ dự phòng rủi ro cho vay trên dư nợ cho vay giảm cùng các yếu tố khác khơng đổi thì ROE cũng tăng. Các biến Size, và CPI có
mối quan hệ đồng biến với ROE. Điều đó có nghĩa là khi một đại lượng tăng và các yếu tố khác khơng đổi thì ROE sẽ tăng. Ngồi ra các biến OC, OWN, LA khơng có ý nghĩa thống kê. Điều đó có nghĩa chúng khơng tác động đến sự biến động của ROE.
Tuy nhiên kỳ vọng kết quả của biến OWN lại khơng có ý nghĩa thống kê. Khi giả thiết về sự không tương quan giữa biến độc lập và sai số bị vi phạm thì hiện tượng nội sinh xảy ra. Biến độc lập trong mơ hình vừa đóng vai trị là biến ngoại sinh (do tác động đến Y) vừa là biến nội sinh (do bị sai số tác động). Mơ hình có biến độc lập là biến nội sinh gọi là mơ hình bị hiện tượng nội sinh. Hiện tượng nội sinh làm cho các ước lượng thu được bằng phương pháp hồi quy tuyến tính cổ điển khơng cịn là ước lượng vững (inconsistent). Như đã lập luận ở phần trên, biến CAP là biến nghi ngờ bị nội sinh (Athanasoglou, 2008) do đó nội dung tiếp theo sẽ trình bày các bước để xử lý nội sinh bằng phương pháp SGMM. Kết quả dựa trên mơ hình system GMM hai bước bằng cách sử dụng lệnh xtabond2 được giới thiệu bởi Roodman (2009) như sau:
Bảng 4.8 Kết quả hồi quy theo SGMM
ROE Coef. Std. Err. t P>t
OWN -0.033 0.016 -2.090 0.050** Size 0.028 0.007 3.880 0.001*** OC -0.234 0.047 -4.950 0.000*** CR -1.070 0.869 -1.230 0.233 CAP -0.191 0.150 -1.270 0.218 LA 0.033 0.043 0.770 0.450 DOP 0.027 0.029 0.930 0.365 GDP -0.415 0.326 -1.270 0.219 CPI 0.105 0.056 1.860 0.079* year -0.007 0.002 -3.120 0.006 _cons 13.453 4.363 3.080 0.006
Ghi chú: *, **, *** lần lượt tương ứng với mức ý nghĩa 10%, 5% và 1%
Kiểm định độ tin cậy của mơ hình:
Bảng 4.9 Kiểm định AR(1), AR(2), Hansen Test
Arellano-Bond test for AR(1) in first differences: z = -2.39 Pr > z = 0.017 Arellano-Bond test for AR(2) in first differences: z = -0.56 Pr > z =
0.578
------------------------------------------------------------------------------ Hansen test of overid. restrictions: chi2(13) = 9.69 Prob > chi2 = 0.719
(Robust, but weakened by many instruments.)Nguồn: Kết quả từ phần mềm STATA
Dựa vào bảng kết quả hồi quy ta có p-value AR(1) = 0.017 < 5%. Như vậy ở kiểm định này ta bác bỏ H0, có nghĩa là có sự tự tương quan bậc 1. Kiểm định cho tự tương quan bậc 2 AR(2), ta có p-value = 0.578 > 5%, suy ra không đủ bằng chứng để bác bỏ H0, chấp nhận H0 đồng nghĩa với mơ hình khơng có tự tương quan bậc 2. Đồng thời kiểm định Hansen có p-value = 0.719 > 5%, chấp nhận giả thuyết H0. Do đó mơ hình có tính hiệu lực, biến cơng cụ là phù hợp. Như vậy, tất cả các kết quả trong SGMM đều có ý nghĩa.
4.5 Thảo luận kết quả nghiên cứu
Nghiên cứu được phát triển dựa trên những bằng chứng thực nghiệm liên quan đến ảnh hưởng của hình thức sở hữu nhà nước đến tỷ suất sinh lời cúa các Ngân hàng thương mại cổ phần Việt Nam. Sau khi sử dụng mơ hình OLS tổng thể để kiểm định mối quan hệ giữa hình thức sở hữu nhà nước và cấu trúc vốn, mơ hình ảnh hưởng ngẫu nhiên được sử dụng để xử lý vấn đề về hiện tượng không đồng nhất, không quan sát được. Tuy nhiên kết quả của mơ hình đều cho thấy hình thức sở hữu nhà nước khơng có tác động đến tỷ suất sinh lời của Ngân hàng. Nguyên nhân dẫn đến kết quả bị chệch là do yếu tố nội sinh trong mơ hình và theo Athanasoglou (2008) thì CAP chính là biến bị nội sinh và cũng dựa trên nghiên cứu của Athanasoglou (2008) phương pháp GMM được sử dụng. Mơ hình động GMM giải quyết những vấn đề liên quan đến dữ liệu chuỗi thời gian ngắn. Thứ hai, mơ
hình GMM sẽ chính xác hơn trong việc tồn tại hiện tượng nội sinh của biến CAP (tỷ lệ vốn chủ sở hữu/tổng tài sản) Athanasoglou (2008).
Kết quả tìm được của mơ hình SGMM đã ủng hộ giả thiết đó là hình thức sở hữu có mối tương quan âm với tỷ suất sinh lời của ngân hàng, ở mức ý nghĩa 5%. Cụ thể, với biến giả đưa vào mơ hình nghiên cứu 1 là ngân hàng thương cổ phần do nhà nước nắm cổ phần chi phối và 0 là ngân hàng thương mại cổ phần, kết quả hệ số hồi quy = -0.033 có nghĩa là khi các yếu tố khơng đổi thì tỷ suất sinh lời của nhóm Ngân hàng thương mại cổ phần do nhà nước nắm cổ phần chi phối thấp hơn nhóm Ngân hàng thương mại cổ phần. Kết quả này phù hợp với kỳ vọng và nghiên cứu của Kiều Hữu Thiện và cộng sự (2014) cùng nhiều ngoài nước khác cũng đưa ra kết quả trùng với nghiên cứu này. Kết quả này có thể được giải thích như sau: đối tượng cho vay của các Ngân hàng thương mại cổ phần nhà nước là các doanh nghiệp nhà nước, với dư nợ tương đối lớn, nhưng các doanh nghiệp nhà nước được nhận định là hoạt động không hiệu quả, và các đối tượng vay vốn này thường được Ngân hàng áp dụng với lãi suất thấp do đó làm ảnh hưởng đến thu nhập của Ngân hàng. Một lý do khác, các ngân hàng thương mại cổ phần nhà nước cịn là kênh điều hành quản lý, thực hiện chính sách của Nhà nước, đầu tư vào các dự án mang tính xã hội cao, lợi suất thấp. Kết quả này cho thấy tầm quan trọng trong đề án tái cơ cấu hệ thống Ngân hàng Việt Nam là giảm tỷ lệ sở hữu nhà nước trong các Ngân hàng thương mại cổ phần do nhà nước nắm cổ phần chi phối để các Ngân hàng hoạt động theo cơ chế thị trường phát huy được thế mạnh của mình, tối đa hóa tỷ suất sinh lời.
Quy mơ Ngân hàng có mối quan hệ đồng biến với tỷ suất sinh lời của Ngân hàng với mức ý nghĩa là 1%. Điều này có nghĩa quy mơ ngân hàng càng lớn thì tỷ suất sinh lời của Ngân hàng càng tăng. Kết quả hồi quy phù hợp kết quả nghiên cứu của. Emery (1971), Akhavein và cộng sự (1997), Bourke (1989), Molyneux và Thornton (1992), Bikker và Hu (2002), Goddard (2004) và kỳ vọng. Kết quả ngược lại so với nghiên cứu của Stiroh và Rumble (2006). So với các Ngân hàng trên thế giới thì quy mơ các NHTMCP Việt Nam còn khá nghiêm tốn do đó, việc gia tăng quy mô đối với các
NHTMCP Việt Nam hiện nay không làm giảm hiệu quả hoạt động do phát sinh chi phí hành chính như kết quả nghiên cứu của Stiroh và Rumble (2006) mà sẽ góp phần tăng thêm tiềm lực cạnh tranh cho các ngân hàng. Kết quả này phần nào quan trọng trong giai đoạn hiện nay, khi hoạt động sát nhập giữa các Ngân hàng đang diễn ra sôi động. Hai hay nhiều ngân hàng sáp nhập vào nhau sẽ tạo nên được qui mơ lớn hơn. Từ đó sẽ tạo ra đươc khả năng cung ứng vốn tốt hơn tăng tỷ suất sinh lời của Ngân hàng.
Theo kết quả nghiên cứu với mức ý nghĩa 1% tỷ lệ chi phí hoạt động trên tổng thu nhập hoạt động có mối quan hệ nghịch biến với tỷ suất sinh lời của Ngân hàng. Kết quả này phù hợp với lập luận của Athanasoglou (2008), Alexiou và Sofoklis (2009) Trujillo- Ponce (2013) và kỳ vọng ban đầu. Quản lý chi phí hoạt động là một nhân tố quan trọng ảnh hưởng đến tỷ suất sinh lời của ngân hàng thương mại cổ phần Việt Nam. Mối quan hệ nghịch biến hàm ý rằng sự gia tăng chi phí hoạt động sẽ làm giảm lợi nhuận của ngân hàng từ đó làm giảm tỷ suất sinh lời của ngân hàng. Như vậy để gia tăng tỷ suất sinh lời thì các NHTMCP cần kiểm sốt tốt chi phí hoạt động của mình, gia tăng hiệu quả hoạt động.
Bài luận văn khơng tìm thấy mối quan hệ giữa tỷ lệ dư nợ cho vay/tổng tài sản, tỷ lệ dự phòng rủi ro cho vay/Dư nợ cho vay, tỷ lệ tiền gửi khách hàng/Tổng nợ phải trả, tỷ lệ vốn chủ sở hữu/Tổng tài sản với tỷ suất sinh lời của Ngân hàng. Điều đó có nghĩa là dư nợ cho vay, dự phịng rủi ro cho vay, tiền gửi của khách hàng và vốn chủ sở hữu không tác động đến tỷ suất sinh lời của NHTMCP Việt Nam trong giai đoạn này. Do xu hướng hoạt động NHTMCP hiện nay đang mở rộng sang kinh doanh lĩnh vực phi tín dụng và chỉ có những khoản tín dụng tốt mới gia tăng tỷ suất sinh lời cho ngân hàng, nếu dư nợ cao mà tỷ lệ nợ xấu cũng cao thì khơng thể làm tăng tỷ suất sinh lời của ngân hàng, kết quả tương tự cũng được tìm thấy đối với dự phịng rủi ro tín dụng. Ngồi ra kết quả cho thấy tiền gửi khách hàng khơng có tác động đến tỷ suất sinh lời của các NHTMCP Việt Nam, trái với nhận định của Athanasoglou và cộng sự (2006), Zhang (2013). Điều này có thể được giải thích do NHTMCP vẫn chưa được tự do trong lãi suất huy động, do đó hầu như
mặt bằng lãi suất huy động trên thị trường là ngang nhau, không tạo ra được lợi thế về quy mô cũng như danh tiếng của ngân hàng. Tỷ lệ vốn chủ sở hữu khơng có ý nghĩa thống kê đối với các NHTMCP Việt Nam, khác với kết quả nghiên cứu của Athanasoglou và cộng sự (2008) và Pasiouras và Kosmidou (2007) khi cho rằng nắm giữ càng nhiều vốn chủ sở hữu thì tỷ suất sinh lời càng tăng. Kết quả này có thể được giải thích do thực trạng hiện nay cơ cấu vốn của các ngân hàng là một ma trận sở hữu chéo vốn của các nhà đầu