4.2.1 Kiểm định nội sinh.
Có nhiều ngun nhân gây ra nội sinh cho mơ hình nghiên cứu, nhưng với mơ hình nghiên cứu mà tác giả đề xuất chỉ có thể có hai nguyên nhân gây ra nội sinh:
- Thứ nhất, phần dư εit có mang giá trị thơng tin liên quan đến biến giải thích STL và MLTL, tức là hệ số tương quan Cov(εit; STL) ≠ 0 và Cov(εit; MLTL) ≠ 0. Để minh chứng cho mơ hình khơng bị nội sinh, tác giả lý luận rằng: trong các bài nghiên cứu cùng đề tài và sử dụng chung phương pháp nghiên cứu trước đây, đã sử
dụng khoản tổng cho vay trên tổng tài sản (TLA) để đo lường tác động lên RRTK, chưa có nghiên cứu nào chỉ ra Cov(εit; TLA) = 0, tức là biến TLA không bị nội sinh. Do đó, sẽ khơng thể xảy ra trường hợp một trong hai, hoặc cả hai biến STL và MLTL bị nội sinh (vì tổng STL và MLTL bằng TLA).
- Thứ hai, tác giả không đưa tất cả các yếu tố bên trong ngân hàng để làm biến giải thích cho mơ hình mà các nghiên cứu trước đây đã đề cập. Vì thế tác giả cần phải kiểm tra mơ hình đề xuất có bị bỏ sót biến quan trọng hay khơng; nếu mơ hình thiếu biến giải thích quan trọng có thể sẽ gây ra nội sinh.
Bảng 4.2: Kiểm định bỏ sót biến Mơ hình Prob > F Mơ hình Prob > F
FGAP 0,1456
Nguồn: Phụ lục kết quả kiểm định 1
Kết quả kiểm định từ bảng 4.2 cho thấy mơ hình khơng bỏ sót biến quan trọng (với mức ý nghĩa 5%), do đó mơ hình khơng thể bị nội sinh.
4.2.2 Kiểm định tương quan giữa các biến độc lập.
Dựa vào bảng 4.3, có thể thấy rằng tương quan giữa các cặp biến độc lập luôn nhỏ hơn 0,8; tức là khơng có sự tương quan mạnh giữa các biến. Đặc biệt, tương quan giữa biến STL và MLTL rất yếu với trị tuyệt đối là 0,0783 (nhỏ hơn 0,2).
Bảng 4.3: Hệ số tương quan giữa các biến
STL MLTL LSIZE ETA ROE LRR GDPt GDPt-1 INFt
STL 1,0000 MLTL 0,0738 1,0000 LSIZE 0,2382 0,1278 1,0000 ETA 0,0236 -0,1385 -0,5880 10000 ROE 0,0827 0,5850 0,1673 -0,0783 1,0000 LRR -0,0946 -0,1009 0,0404 0,2181 0,0617 1,0000 GDPt -0,1236 0,3172 0,1329 -0,0933 0,2393 0,0107 1,0000 GDPt-1 -0,0885 0,0534 -0,2283 0,2573 0,0756 0,0309 0,0979 1,0000 INFt -0,0422 -0,2941 -0,3188 0,3208 -0,1638 -0,0362 -0,1387 0,5971 1,0000 INFt-1 0.1236 -0.3294 -0.2375 0.1568 -0.2495 -0.1006 -0.5924 0.2085 -0.0488
Nguồn: Phụ lục kết quả kiểm định 1
Bảng 4.4: Kết quả nhân tử phóng đại phương sai VIF 1/VIF VIF 1/VIF MLTL 3,51 0,2853 INFt-1 3,00 0,3330 ROE 2,91 0,3499 INFt 2,8 0,3573 GDPt 2,79 0,3579 LSIZE 2,62 0,3816 ETA 2,5 0,4004 GDPt-1 2,44 0,4098 LRR 1,30 0,7708 STL 1.27 0.7887 VIF trung bình 2.51
Kết quả bảng 4.4 cho thấy giá trị trung bình của VIF là 2,51 < 10. Mặt khác, các giá trị VIF của từng biến độc lập đều bé hơn 10.
Từ các kết quả kiểm định tính nội sinh và sự tương quan giữa các biến độc lập, cho thấy mơ hình đề xuất có tính khả thi và kết quả nghiên cứu đưa ra đáng tin cậy.
4.3 Kết quả hồi quy các mơ hình. 4.3.1 Kết quả hồi quy Pooled OLS.
Bảng 4.5: Kết quả ước lượng với mơ hình Pooled OLS
Biến độc lập Hệ số hồi quy Sai số chuẩn Giá trị kiểm định P
STL 0,7633*** 0,0621 0,000 MLTL 0,7327*** 0,1133 0,000 LSIZE 0,0251*** 0,0072 0,001 ETA 1,1250*** 0,1623 0,000 ROE 0,0297 0,0866 0,732 LLR -0,1605 0,7358 0,828 GDPt -4,3103*** 1,6365 0,009 INFt -0,1559 0,1392 0,265 GDPt-1 -1,1154 0,9509 0,243 INFt-1 -0,1490 0,1490 0,319 Constant -0,9314*** 0,1839 0,000 R2 0,7530 F-test 48,48 Số quan sát 170 ***: Mức ý nghĩa thống kê 1%. **: Mức ý nghĩa thống kê 5%. *: Mức ý nghĩa thống kê 10%.
Nguồn: Phụ lục kết quả định lượng.
Qua kết quả hồi quy với mơ hình Pooled OLS cho thấy biến ROE, LLR, INFt, GDPt-1, INFt-1 khơng có ý nghĩa giá trị thống kê; đồng nghĩa rằng chưa đủ bằng chứng kết luận rằng các biến này có tương quan với RRTK.
Trong khi đó, các biến STL, MLTL, LSIZE, ETA có tương quan dương với biến phụ thuộc FGAP; biến GDPt có mối tương quan âm với biến phụ thuộc FGAP. Các biến này, đều có mức ý nghĩa thống kê rất cao là 1%.
Hệ số R2 =0,7530 là tương đối cao, cho thấy các biến độc lập giải thích được 75,3% sự biến đổi của biến phụ thuộc.
4.3.2 Kết quả hồi quy Fixed Effects Model.
Bảng 4.6: Kết quả ước lượng với mơ hình FEM
Biến độc lập Hệ số hồi quy Sai số chuẩn Giá trị kiểm định P
STL 0,6550*** 0,1014 0,000 MLTL 0,6624*** 0,1497 0,000 LSIZE 0,0232 0,0196 0,241 ETA 1,0292*** 0,2016 0,000 ROE -0,0006 0,1287 0,996 LLR 0,2087 0,8717 0,811 GDPt -4,1227** 1,6576 0,014 INFt -0,2159 0,1584 0,175 GDPt-1 -0,7838 0,9711 0,421 INFt-1 -0,1368 0,1711 0,425 Constant -0,8640** 0,4346 0,049 R2 0,7508 F-test 1,62 Số quan sát 170 ***: Mức ý nghĩa thống kê 1%. **: Mức ý nghĩa thống kê 5%. *: Mức ý nghĩa thống kê 10%.
Nguồn: Phụ lục kết quả định lượng.
Kết quả hồi quy mơ hình FEM cho thấy LSIZE, ROE, LLR, INFt, GDPt-1, INFt-1 khơng có ý nghĩa giá trị thống kê; đồng nghĩa rằng chưa đủ bằng chứng kết luận rằng các biến này có tương quan với RRTK.
Trong khi đó, các biến STL, MLTL, ETA có tương quan dương với biến phụ thuộc FGAP với mức ý nghĩa thống kê 1%; biến GDPt có mối tương quan âm với biến phụ thuộc FGAP với mức ý nghĩa thống kê 5%.
Hệ số R2 = 0,7508 là tương đối cao. Từ đó, cho thấy các biến độc lập giải thích được 75,08% sự biến đổi của biến phụ thuộc.
4.3.3 Kết quả hồi quy Random Effects Model.
Bảng 4.7: Kết quả ước lượng với mơ hình REM
Biến độc lập Hệ số hồi quy Sai số chuẩn Giá trị kiểm định P
STL 0,7395*** 0,0720 0,000 MLTL 0,7052*** 0,1233 0,000 LSIZE 0,0251*** 0,0086 0,003 ETA 1,0929*** 0,1679 0,000 ROE 0,0290 0,0969 0,765 LLR -0,0756 0,7689 0,922 GDPt -4,2352*** 1,586 0,008 INFt -0,1708 0,1386 0,218 GDPt-1 -1,0010 0,9312 0,282 INFt-1 -0,1427 0,1462 0,329 Constant -0,9278*** 0,2056 0,000 R2 0,7529 Số quan sát 170 ***: Mức ý nghĩa thống kê 1%. **: Mức ý nghĩa thống kê 5%. *: Mức ý nghĩa thống kê 10%.
Nguồn: Phụ lục kết quả định lượng
Kết quả hồi quy mơ hình REM cho thấy biến ROE, LLR, INFt, GDPt-1, INFt-1 khơng có ý nghĩa giá trị thống kê; đồng nghĩa rằng chưa đủ bằng chứng kết luận rằng các biến này có tương quan với RRTK.
Trong khi đó, các biến STL, MLTL, LSIZE, ETA có tương quan dương với biến phụ thuộc FGAP; biến GDPt có mối tương quan âm với biến phụ thuộc FGAP. Các biến này, đều có mức ý nghĩa thống kê cao là 1%.
Hệ số R2 = 0,7529 là tương đối cao, cho thấy các biến độc lập giải thích được 75,29% sự biến đổi của biến phụ thuộc.
4.4 Lựa chọn mơ hình phù hợp.
4.4.1 Lựa chọn giữa mơ hình Pooled OLS và Fixed Effects Model.
Tác giả sử dụng giá trị kiểm định F để đưa ra sự lựa chọn giữa mơ hình Pooled OLS và mơ hình FEM. Giá trị kiểm định F sẽ cho thấy rằng các đối tượng quan sát qua các năm sẽ có sự khác biệt hay khơng. Nếu giá trị kiểm định F < 0,05 chứng tỏ có sự khác biệt tồn tại giữa các đối tượng quan sát qua thời gian; nếu giá trị F > 0,05 sẽ khơng có sự khác biệt giữa các đối tượng qua thời gian.
Kết quả kiểm định mơ hình cho thấy, giá trị F =0,000; đồng nghĩa với việc lựa chọn mơ hình FEM là phù hợp hơn mơ hình Pooled OLS.
Bảng 4.8: Kết quả lựa chọn giữa mơ hình Pooled OLS và FEM Mơ hình Prob >F Mơ hình Prob >F
FGAP 0,0000
Nguồn: Phụ lục kết quả định lượng
4.4.2 Lựa chọn giữa mơ hình Fixed Effects Model và Random Effects Model.
Để đưa ra lựa chọn phù hợp giữa hai mơ hình FEM và REM, tác giả đã sử dụng kiểm định Hausman để đưa ra quyết định.
Kết quả cho thấy mơ hình REM phù hợp hơn so với FEM khi giá trị Prob > F= 0,9594
Bảng 4.9: Kết quả lựa chọn giữa mơ hình FEM và REM Mơ hình Chi bình phương Prob > F Mơ hình Chi bình phương Prob > F
FGAP 3,71 0,9594
Nguồn: Phụ lục kết quả kiểm định 2
Từ hai kết quả kiểm định trên, việc thực hiện thêm kiểm định Breusch-Pagan để lựa chọn giữa mơ hình Pooled OLS và REM là rất cần thiết.
Kết quả hệ số Prob > chibar = 0,1275; do đó, mơ hình được lựa chọn phù hợp hơn là mơ hình Pooled OLS.
Bảng 4.10: Kết quả lựa chọn giữa mơ hình REM và Pooled OLS Mơ hình Chibar2 Prob > chibar2
FGAP 1,30 0,1275
Nguồn: Phụ lục kết quả kiểm định 2
4.4.4 Kết quả lựa chọn mơ hình phù hợp.
Các kết quả kiểm định trên cho thấy khơng có mơ hình tối ưu. Mặt khác, phương pháp lấy mẫu mà tác giả sử dụng là phương pháp chọn mẫu thuận tiện; vì vậy tác giả đã lựa chọn mơ hình FEM là mơ hình phù hợp giúp cho kết quả nghiên cứu của tác giả ln có tính vững.
4.5 Kiểm định khiếm khuyết của mơ hình lựa chọn. 4.5.1 Vấn đề tự tương quan. 4.5.1 Vấn đề tự tương quan.
Để kiểm tra vấn đề tự tương quan, tác giả đã sử dụng kiểm định Wooldridge với giả thuyết H0: Mơ hình khơng bị tư tương quan bậc 1.
Với giá trị kiểm định Prob > F= 0,000 tại mức ý nghĩa 5%, cho thấy rằng giả thuyết H0 của mơ hình là khơng phù hợp, đồng nghĩa rằng mơ hình bị tương quan bậc 1.
Bảng 4.11: Kết quả kiểm định tự tương quan bậc 1 Mơ hình Giá trị F Prob > F Mơ hình Giá trị F Prob > F
FGAP 275,337 0,0000
Nguồn: Phụ lục các kết quả kiểm định 1
4.5.2 Vấn đề phương sai thay đổi.
Tác giả sử dụng kiểm định Breusch – Pagan test để kiểm tra sự thuần nhất của các phương sai. Nếu như các phương sai thuần nhất đồng nghĩa với việc không xảy ra hiện tượng phương sai thay đổi; ngược lại, nếu như phương sai không đồng nhất tức là mơ hình bị khiếm khuyết.
Kết quả kiểm định cho thấy mơ hình có hiện tượng phương sai thay đổi thông qua chỉ số Pro> Chi2 =0,000 tại mức ý nghĩa 5 %.
Bảng 4.12: Kết quả kiểm định phương vấn đề sai thay đổi Mơ hình Chi2 Prob> Chi2 Mơ hình Chi2 Prob> Chi2
FGAP 12842,76 0,0000
Nguồn: Phụ lục các kết quả kiểm định 1
4.6 Khắc phục các khiếm khuyết của mơ hình lựa chọn.
Từ các kiểm định khiếm khuyết của mơ hình, cho thấy mơ hình lựa chọn đang gặp vấn đề về tự tương quan bậc 1 và vấn đề phương sai thay đổi. Do đó, tác giả đã sử dụng phương pháp hồi quy GLS để khắc phục các khiếm khuyết của mơ hình.
Bảng 4.13: Kết quả ước lượng với mơ hình GLS
Biến độc lập Hệ số hồi quy Sai số chuẩn Giá trị kiểm định P
STL 0,9049*** 0,0457 0,000 MLTL 0,8146*** 0,0603 0,000 LSIZE 0,0193*** 0,0050 0,000 ETA 1,0132*** 0,0979 0,000 ROE 0,1226 0,0430 0,776 LLR 0,1446 0,4385 0,742 GDPt -2,7561*** 0,8568 0,001 INFt -0,0149 0,0819 0,855 GDPt-1 -0,3585 0,5462 0,512 INFt-1 -0,0551 0,0786 0,484 Constant -1,0325*** 0,1152 0,000 Số quan sát 170 ***: Mức ý nghĩa thống kê 1%. **: Mức ý nghĩa thống kê 5%. *: Mức ý nghĩa thống kê 10%.
4.7 Thảo luận và phân tích kết quả nghiên cứu.
Kết quả của mơ hình hồi quy bằng phương pháp GLS sẽ được sử dụng để thảo luận và phân tích các nhân tố tác động lên rủi ro thanh khoản. Kết quả chỉ ra có 5 biến giải thích có tác động tới FGAP với mức ý nghĩa thống kê 1%, bao gồm: STL, MLTL, LSIZE, ETA, GDPt và 5 biến giải thích cịn lại khơng có giá trị thống kê.
- Tỷ lệ cho vay ngắn hạn trên tổng tài sản có tác động cùng chiều lên RRTK, với mức ý nghĩa thống kê 1% trong giai đoạn năm 2007- 2017 tại Việt Nam. Điều này cho thấy tỷ lệ cho vay ngắn hạn trên tổng tài sản càng cao thì càng RRTK càng lớn; tỷ lệ cho vay ngắn hạn trên tổng tài sản tăng 1% sẽ làm RRTK tăng 0,9049%.
- Tỷ lệ cho vay trung và dài hạn trên tổng tài sản có tác động cùng chiều lên RRTK, với mức ý nghĩa thống kê 1% trong giai đoạn năm 2007-2017 tại Việt Nam. Điều này cho thấy tỷ lệ cho vay ngắn hạn trên tổng tài sản càng cao thì RRTK càng lớn; tỷ lệ cho vay trung và dài hạn trên tổng tài sản tăng 1% sẽ làm RRTK tăng 0,8146%.
Như vậy tác động của các khoản cho vay có tác động cùng chiều lên rủi ro thanh khoản, kết quả này phù hợp với lập luận của tác giả dựa trên cơng thức tính khe hở tài trợ; cụ thể là khi cho vay càng nhiều thì khe hở tài trợ càng cao, từ đó gây tăng rủi ro thanh khoản của ngân hàng.
Từ kết quả trên, cho thấy tác động của các khoản cho vay trung và dài hạn lên rủi ro thanh khoản của ngân hàng thấp hơn so với tác động của các khoản cho vay ngắn hạn. Để giải thích điều này, tác giả đã rà soát tỷ lệ vốn ngắn hạn cho vay trung và dài hạn của các đối tượng quan sát trong giai đoạn 2007-2017. Kết quả cho thấy, phần lớn các ngân hàng đã thực hiện đúng theo quy định của NHNN. Mặt khác, theo Giannoti, Gibilaro và Mattarocci (2010): nếu các ngân hàng cho vay bất động sản áp dụng tốt các biện pháp quản lý thì khả năng thanh khoản so với tồn hệ thống sẽ khơng có sự khác biệt nhiều. Do đó, các rủi ro đặc trưng của các khoản cho vay trung và dài hạn tại các NHTMCP Việt Nam có thể đã được giảm thiểu gần như tuyệt đối.
Kết luận: Biến STL và MLTL có tác động cùng chiều lên RRTK, kết quả này ủng hộ giả thuyết H1 và H2 được đưa ra trước đó. Đồng thời tác động của STL lên RRTK lớn hơn tác động của MLTL lên RRTK.
- Quy mơ tổng tài sản càng cao thì RRTK của ngân hàng càng lớn, với mức ý nghĩa 1% trong giai đoạn 2007-2017. Nếu LSIZE tăng lên 1% thì RRTK sẽ tăng thêm 0,000193 đơn vị. Từ đó cho thấy, các NHTMCP có quy mơ lớn khơng chủ động trong việc giữ mức thanh khoản cao.
Kết luận: Kết quả hồi quy cho thấy LSIZE có tác động cùng chiều lên RRTK, kết quả này ủng hộ giả thuyết H3 được đưa ra trước đó.
- Tỷ lệ vốn tự có trên tổng nguồn vốn càng cao thì RRTK sẽ càng lớn, với mức ý nghĩa thống kê 1% trong giai đoạn 2007-2017. Đây là kết quả trùng khớp với kết quả nghiên cứu của Trương Quang Thơng (2013) và tác giả chưa có lời giải thích phù hợp cho kết quả này; bởi lẽ vốn tự có là tấm đệm và phịng tuyến cuối cùng để chống các các loại rủi ro của ngân hàng.
Kết luận: Tỷ lệ vốn tự có trên tổng nguồn vốn có tương quan cùng chiều lên RRTK, kết quả này không ủng hộ giả thuyết H4 đưa ra trước đó.
- Tỷ lệ lợi nhuận trên vốn chủ sở hữu trong nghiên cứu này khơng có ý nghĩa thống kê. Nguyên nhân là do các khoản chi phí dự phịng tín dụng khơng được chính xác, dẫn đến việc tính tốn kết quả lợi nhuận của ngân hàng sẽ khơng chính xác.
Kết luận: Không đủ bằng chứng kết luận tỷ lệ lợi nhuận trên vốn chủ sở hữu có tác động tới RRTK của ngân hàng, kết quả này không ủng hộ giả thuyết H5 đưa ra trước đó.
- Tỷ lệ dự phịng rủi ro tín dụng trên tổng dư nợ trong nghiên cứu này khơng có ý nghĩa thống kê. Nguyên nhân là do các ngân hàng tại Việt Nam có tình trạng che giấu các khoản nợ xấu, vì thế số liệu các khoản trích lập dự phịng tín dụng sẽ