6. Kết cấu của luận văn
2.3 Phƣơng pháp ƣớc lƣợng mơ hình:
Đầu tiên, tác giả sẽ chạy mơ hình hồi quy giữa biến phụ thuộc (ROA) với các biến đặc trƣng bên trong ngân hàng (gọi tắt là các biến bên trong) nhằm đánh giá tác động của các biến này đối với ROA với giả định các yếu tố kinh tế vĩ mơ và cấu trúc ngành khơng đổi theo thời gian. Sau khi kiểm sốt tác động của các biến đặc trƣng bên trong ngân hàng, tác giả mới đƣa các biến vĩ mơ và cấu trúc ngành (gọi tắt là các biến bên ngồi) vào mơ hình để xem xét tác động tổng hợp của các biến này đối với ROA nhƣ thế nào. Với cách phân tích nhƣ vậy, chúng ta cĩ thể đánh giá đƣợc tầm quan trọng của hoạt động quản trị đối với hiệu quả hoạt động của ngân hàng cũng nhƣ ý nghĩa của các yếu tố bên ngồi đối với sự thay đổi tỷ lệ ROA của các ngân hàng nhƣ thế nào.
Việc ƣớc lƣợng phƣơng trình (2.2) phụ thuộc vào những giả định về tung độ gốc (hệ số chặn C), các hệ số độ dốc (j và k) và số hạng sai số it. Với mỗi giả định sẽ tƣơng ứng với một mơ hình hồi quy khác nhau.
Mơ hình hồi quy OLS gộp (Pooled)
Giả định của mơ hình hồi quy gộp (Pooled) các hệ số độ dốc và tung độ gĩc cố định theo thời gian và đơn vị chéo, và số hạng sai số thể hiện sự khác nhau theo thời gian và giữa các đơn vị chéo. Kỹ thuật ƣớc lƣợng bình phƣơng bé nhất (OLS) đƣợc sử dụng trong mơ hình này. Theo đĩ, các quan sát của mỗi ngân hàng trong 8 năm sẽ đƣợc xếp chồng lên trên các quan sát của các ngân hàng khác, nhƣ thế ta cĩ tổng cộng là 184 quan sát đối với mỗi biến trong mơ hình. Đây là cách tiếp cận đơn giản nhất
trong các mơ hình hồi quy theo dữ liệu bảng. Tuy nhiên, giả định của mơ hình Pooled hiếm khi, thậm chí là khơng xảy ra trong thực tế vì mỗi đơn vị chéo là một cá thể cĩ tính đặc thù riêng và luơn biến động theo quy luật phát triển. Do vậy, mơ hình Pooled thƣờng khơng phù hợp do vi phạm các giả thiết của phƣơng pháp OLS nhƣ xảy ra hiện tƣợng tự tƣơng quan, phƣơng sai sai số thay đổi.
Mơ hình (hồi quy) tác động cố định (FEM)
Trong mơ hình tác động cố định cĩ 3 giả định đƣợc đƣa ra ứng với 3 mơ hình:
Mơ hình FEM_1: Giả định hệ số độ dốc khơng đổi nhƣng hệ số chặn thay đổi
theo các đơn vị chéo. Lƣu ý rằng mặc dù các hệ số chặn cĩ thể khác nhau đối với các đơn vị chéo nhƣng mỗi hệ số chặn này lại khơng đổi theo thời gian. Việc ƣớc lƣợng mơ hình (2.3) sử dụng kỹ thuật hồi quy bình phƣơng bé nhất với các biến giả (LSDV). Ở đây các biến giả đƣợc tạo ra theo các đơn vị chéo. Bởi vì mẫu nghiên cứu cĩ 23 ngân hàng nên chúng ta sử dụng 22 biến giả để tránh rơi vào bẫy biến giả (nghĩa là tình huống cĩ hiện tƣợng đa cộng tuyến hồn hảo). Lúc này mơ hình hồi quy đƣợc thể hiện nhƣ sau:
it = c0 + c1D1 + c2D2 + … + cn-1Dn-1 + jBit + kXt + it (2.3) Trong đĩ Di là các biến giả theo các đơn vị chéo (i = 1, 2, …, n-1)
Mơ hình FEM_2: Giả định hệ số độ dốc khơng đổi nhƣng hệ số chặn thay đổi theo thời gian. Nếu ở mơ hình (2.3) chúng ta sử dụng các biến giả để giải thích tác động của từng đơn vị chéo (ngân hàng) thì ở đây chúng ta sử dụng các biến giả theo thời gian để giải thích tác động theo thời gian, tức là giải thích sự biến thiên của biến phụ thuộc (ROA) theo thời gian dƣới tác động của của các biến độc lập trong mơ hình. Thời gian nghiên cứu ở đây là 8 năm nên chúng ta cĩ 7 biến giả theo thời gian đƣợc sử dụng. Mơ hình hồi quy đƣợc thể hiện nhƣ sau:
it = c0 + c1D1 + c2D2 + … + ct-1Dt-1 + jBit + kXt + it (2.4) Trong đĩ Di là các biến giả theo thời gian (i = 1, 2, …, t-1)
Mơ hình FEM_3: Giả định hệ số độ dốc khơng đổi nhƣng hệ số chặn thay đổi theo cả thời gian và khơng gian. Việc ƣớc lƣợng mơ hình đƣợc thực hiện đồng thời với các biến giả theo các đơn vị chéo và các biến giả theo thời gian.
Những hạn chế của mơ hình (hồi quy) tác động ngẫu nhiên: Cĩ quá nhiều biến đƣợc tạo ra trong mơ hình, do đĩ cĩ khả năng làm giảm bậc tự do và làm tăng khả năng xảy ra hiện tƣợng đa cộng tuyến của mơ hình. Bên cạnh đĩ, FEM khơng đo lƣờng đƣợc tác nhân khơng thay đổi theo thời gian.
Mơ hình tác động ngẫu nhiên (REM)
Giả định của mơ hình này là đặc điểm riêng giữa các ngân hàng đƣợc giả sử là ngẫu nhiên và khơng tƣơng quan đến các biến độc lập. Sự khác biệt về điều kiện đặc thù của các đơn vị chéo đƣợc thể hiện trong sai số ngẫu nhiên.
Mơ hình REM xem các phần dƣ của mỗi ngân hàng (khơng tƣơng quan với biến độc lập) là một biến giải thích mới. Chúng ta cĩ mơ hình nhƣ sau:
it = ci + jBit + kXt + it (2.5)
Ở đây, ci đƣợc giả định là một biến ngẫu nhiên với giá trị trung bình là c, giá trị tung độ gốc của mỗi ngân hàng riêng lẻ đƣợc thể hiện nhƣ sau:
ci = c + ui (i = 1, 2, …, N)
Trong đĩ, ui là một số hạng sai số ngẫu nhiên cĩ giá trị trung bình là 0 và phƣơng sai là u2
.
Nếu trong mơ hình FEM, mỗi đơn vị chéo cĩ giá trị tung độ gốc (cố định) riêng của nĩ, tức cĩ 23 giá trị tung độ gốc tƣơng ứng với 23 ngân hàng. Trái lại trong mơ hình REM, tung độ gốc c là giá trị trung bình của tất cả các tung độ gốc (chéo) và thành phần sai số ui biểu hiện sai số (ngẫu nhiên) của từng tung độ gốc đối với giá trị trung bình c. Tuy nhiên, ui khơng thể quan sát đƣợc một cách trực tiếp, nĩ đƣợc gọi là biến khơng thể quan sát hay tiềm ẩn.
Gọi wit là phần dƣ tổng hợp của mơ hình, ta cĩ wit = ui + it. Phƣơng trình (2.5) đƣợc viết lại nhƣ sau:
Các giả định của mơ hình (2.6): ui N(0, u2)
it N(0, 2 )
E(uiit) = 0; E(ij) = 0 (i j)
E(itis) = E(itjs) = E(itjs) =0 (ij; ts)
Nghĩa là, các thành phần sai số đơn lẻ khơng tƣơng quan với nhau và khơng tự tƣơng quan giữa các đơn vị chéo lẫn chuỗi thời gian.
Trong mơ hình tác động ngẫu nhiên, tác giả thực hiện hồi quy theo 2 trƣờng hợp nhƣ sau:
Mơ hình REM_1: Giả định hệ số trục tung khác nhau giữa các đơn vị chéo,
khơng khác nhau giữa các đơn vị thời gian.
Mơ hình REM_2: Giả định hệ số trục tung khác nhau giữa các đơn vị thời
gian, khơng khác nhau giữa các đơn vị chéo.
Trong bài luận văn này, do số lƣợng các đơn vị chéo (n = 23) lớn hơn nhiều so với chuỗi thời gian (t = 8) nên tác giả quan tâm đến tác động của các đơn vị chéo hay sự khác biệt về điều kiện đặc thù của các đơn vị chéo cĩ ý nghĩa nhƣ thế nào đối với biến phụ thuộc (ROA). Vì vậy, tác giả sẽ lần lƣợt thực hiện các mơ hình hồi quy nhƣ mơ hình Pooled, mơ hình tác động cố định và tác động ngẫu nhiên của các đơn vị chéo, từ đĩ chọn ra mơ hình phù hợp.
2.3.2 Lựa chọn mơ hình hồi quy
Lựa chọn giữa mơ hình Pooled và mơ hình FEM:
Đầu tiên, tác giả sử dụng kiểm định Wald nhằm mục đích xác định hệ số tung độ gốc của các đơn vị chéo (23 ngân hàng) cĩ bằng nhau hay khơng, điều này đồng nghĩa với hệ số tung độ gốc của các đối tƣợng nghiên cứu cĩ bằng nhau khơng (hay giữa các ngân hàng cĩ đặc điểm riêng biệt). Nếu bằng nhau tức là thỏa trƣờng hợp hệ số trục tung và hệ số độ dốc khơng thay đổi, hay mơ hình Pooled là phù hợp.
Với giả thuyết H0 là tung độ gốc bằng nhau giữa các đơn vị chéo. Nếu giá trị p- value (Prob) ≤ mức ý nghĩa α = 5% thì giả thuyết H0 bị bác bỏ, tung độ gốc khơng bằng nhau giữa các biến, phƣơng pháp FEM cĩ thể khả thi và ngƣợc lại.
Lựa chọn giữa mơ hình FEM và mơ hình REM:
Kiểm định Hausman đƣợc thực hiện để lựa chọn giữa mơ hình FEM và REM với giả thuyết H0 là khơng cĩ sự khác biệt giữa phƣơng pháp FEM và REM (hay khơng cĩ sự tƣơng quan giữa biến độc lập và yếu tố ngẫu nhiên ui vì tƣơng quan là nguyên nhân tạo nên sự khác biệt giữa FEM và REM). Nếu giá trị Prob của kiểm định Hausman ≤ = 5% thì bác bỏ giả thiết H0 tức mơ hình FEM phù hợp, ngƣợc lại thì mơ hình REM sẽ đƣợc lựa chọn.
2.3.3 Tiến hành các thủ tục kiểm định
Kiểm định sự phù hợp của các hệ số hồi quy:
Kiểm định này nhằm đảm bảo các biến độc lập trong mơ hình cĩ ý nghĩa giải thích đối với biến phụ thuộc. Với giả thuyết H0 là hệ số hồi quy khơng cĩ ý nghĩa thống kê, nếu giá trị prob ≤ mức ý nghĩa α thì giả thuyết H0 bị bác bỏ, tức biến độc lập cĩ ý nghĩa thống kê hay biến độc lập cĩ ý nghĩa giải thích cho biến phụ thuộc; ngƣợc lại, biến độc lập khơng cĩ ý nghĩa tác động đến biến phụ thuộc.
Kiểm định phương sai sai số thay đổi:
Tác giả tiến hành kiểm định phƣơng sai sai số thay đổi theo phƣơng pháp Breusch & Pagan (1979). Sau khi chạy mơ hình hồi quy gốc, ta tạo biến phần dƣ ut (với ut = reisd2) theo phƣơng pháp reusch – Pagan – Godfrey. Kế đến, tác giả chạy mơ hình hồi quy biến phần dƣ ut với các biến độc lập của mơ hình gốc và tiến hành kiểm định Wald cho mơ hình hồi quy này với giả thuyết H0 cho rằng khơng cĩ hiện tƣợng phƣơng sai sai số thay đổi. Nếu giá trị prob ≥ = 5% thì khơng bác bỏ giả thuyết H0, tức mơ hình khơng xảy ra phƣơng sai sai số thay đổi.
Kiểm định Durbin – Watson (DW):
Kiểm định này nhằm xác định cĩ hay khơng xảy ra hiện tƣợng tự tƣơng quan trong mơ hình. Nĩi chung, nếu giá trị d trong kiểm định DW là càng gần với 2 thì
khơng cĩ hiện tƣợng tự tƣơng quan. Nếu giá trị d càng gần 0 thì cĩ thể xảy ra tự tƣơng quan dƣơng và nếu d càng gần với 4 thì cĩ thể xảy ra tự tƣơng quan âm. Khái niệm “gần” đƣợc đánh giá bằng những giá trị cụ thể đƣợc gọi là giá trị tới hạn dU và dL. Các giá trị tới hạn này đƣợc xác định dựa vào 3 tham số là mức ý nghĩa , số quan sát n và số biến độc lập trong mơ hình (Hồng Ngọc Nhậm, 2008).
Tuy nhiên, ngƣời ta thƣờng sử dụng kiểm định Durbin – Watson theo kinh nghiệm nhƣ sau:
Nếu 0 < d < 1 thì kết luận mơ hình cĩ tự tƣơng quan dƣơng Nếu 1 < d < 3 thì kết luận mơ hình khơng cĩ tự tƣơng quan Nếu 3 < d < 4 thì kết luận mơ hình cĩ tự tƣơng âm.
Do cách kiểm định này chủ yếu dựa trên kinh nghiệm nên tính chính xác cịn hạn chế.
Kiểm định tương quan chuỗi:
Tƣơng quan chuỗi là một trƣờng hợp thƣờng gặp của tự tƣơng quan do hiện tƣợng trễ gây ra. Đây là hiện tƣợng biến phụ thuộc ở thời kỳ t phụ thuộc vào chính biến đĩ ở các thời kỳ trƣớc và các biến khác khi ta phân tích dữ liệu theo chuỗi thời gian. Trong thực hành, chúng ta thƣờng thấy xảy ra hiện tƣợng tƣơng quan chuỗi bậc 1, tức là biến phụ thuộc ở thời kỳ t đƣợc giải thích bởi chính nĩ ở thời kỳ (t-1).
Theo Wooldridge (1989), chúng ta cĩ thể kiểm định tƣơng quan chuỗi bậc 1 bằng cách hồi quy phần dƣ thu đƣợc ở mơ hình gốc với biến trễ của nĩ nhƣ mơ hình (2.7) và sau đĩ tiến hành kiểm định Wald cho mơ hình này.
t = (t-1) + ut (2.7)
Nếu xảy ra tƣơng quan chuỗi bậc 1 thì hệ số sẽ nhận giá trị là -0,5. Do đĩ, giả thuyết H0 của kiểm định Wald chính là = -0,5, tức là cĩ xảy ra tƣơng quan chuỗi bậc 1. Nếu giá trị p-value ≤ mức ý nghĩa thì ta bác bỏ giả thuyết H0, cĩ nghĩa hiện tƣợng tƣơng quan chuỗi khơng xảy ra và ngƣợc lại.
Tĩm tắt chƣơng 2
Trong chƣơng 2, tác giả đã trình bày mơ hình nghiên cứu tổng quát với biến phụ thuộc là tỷ lệ thu nhập rịng trên tổng tài sản (ROA) và các 11 biến độc lập, trong đĩ các biến độc lập đặc trƣng bên trong gồm tỷ lệ vốn chủ sở hữu trên tổng tài sản (ETA), tỷ lệ cho vay trên tổng tài sản (LTA), tỷ lệ vốn huy động trên tổng tài sản (DTA), tỷ lệ cho vay trên vốn huy động (LIQ), chi phí hoạt động (NETA), tỷ lệ thu nhập phi lãi trên tổng thu nhập (NIGI); các biến độc lập bên ngồi gồm tốc độ tăng trƣởng kinh tế (g), lãi suất thực (RINT), tỷ lệ lạm phát (INF) và chỉ số tập trung ngành (HHI). Ngồi biến NETA và INF, tác giả kỳ vọng các biến độc lập cịn lại cĩ tác động cùng chiều với ROA.
Dữ liệu thu đƣợc là dữ liệu thứ cấp và đƣợc trình bày ở dạng dữ liệu bảng. Phƣơng pháp ƣớc lƣợng mơ hình đƣợc sử dụng là phƣơng pháp hồi quy dữ liệu bảng nhƣ phƣơng pháp ƣớc lƣợng bình phƣơng bé nhất (OLS), phƣơng pháp tác động cố định (FEM) và tác động ngẫu nhiên (REM). Sau đĩ, tác giả sẽ tiến hành các kiểm định để chọn lựa mơ hình phù hợp.
CHƢƠNG 3 – SƠ LƢỢC TÌNH HÌNH HOẠT ĐỘNG CỦA NGÀNH NGÂN HÀNG VIỆT NAM VÀ KẾT QUẢ NGHIÊN CỨU CÁC YẾU TỐ ẢNH HƢỞNG ĐẾN TỶ SUẤT SINH LỜI TẠI CÁC NGÂN HÀNG THƢƠNG MẠI VIỆT NAM 3.1 Sơ lƣợc về tình hình hoạt động của ngành ngân hàng tại Việt Nam giai đoạn
2006 – 2013
Thực chất, từ năm 1990 cơng cuộc cải cách hệ thống ngân hàng tại Việt Nam đã đƣợc xúc tiến với hai pháp lệnh đƣợc Hội đồng nhà nƣớc ban hành là Pháp lệnh về Ngân hàng Nhà nƣớc và Pháp lệnh về các tổ chức tín dụng. Hai pháp lệnh này đã chính thức chuyển cơ chế hoạt động của hệ thống ngân hàng Việt Nam từ hệ thống một cấp sang hệ thống hai cấp. Cĩ thể nĩi, đây là một bƣớc ngoặc quan trọng trong tiến trình phát triển hệ thống tài chính của Việt Nam khi tính chất độc quyền nhà nƣớc đƣợc xĩa bỏ, thúc đẩy đa dạng hĩa hoạt động của ngân hàng cả về mặt hình thức sở hữu lẫn sản phẩm, dịch vụ. Từ đây, số lƣợng các ngân hàng TMCP cũng tăng vọt.
Thế nhƣng cuộc khủng hoảng tài chính tiền tệ Châu Á xảy ra vào năm 1997 đã ảnh hƣởng tiêu cực đến nền kinh tế Việt Nam nĩi chung và các hoạt động tài chính nĩi riêng. Nhiều ngân hàng TMCP bị phá sản hoặc rút giấy phép hoạt động nên số lƣợng các ngân hàng đã giảm xuống đáng kể. Ngày 31/12/1997, Quốc hội đã thơng qua Luật các tổ chức tín dụng nhằm hồn thiện khung pháp lý cho hoạt động của hệ thống ngân hàng Việt Nam cũng nhƣ ổn định khu vực tài chính. Và đến giai đoạn 2000 – 2007, hệ thống ngân hàng Việt Nam mới trải qua giai đoạn tái cơ cấu tồn diện bằng việc giải thể, sáp nhập, hợp nhất hoặc bán lại các ngân hàng TMCP hoạt động kém hiệu quả. Các ngân hàng cũng đã dần dần chú trọng tăng cƣờng năng lực quản lý về tài chính và phát triển theo hƣớng bền vững hơn.
Đến cuối năm 2007 – đầu năm 2008, nền kinh tế Việt Nam lại chịu ảnh hƣởng từ cuộc khủng hoảng kinh tế thế giới mà nguồn gốc xuất phát từ việc bùng nổ bĩng bĩng tài sản ở Mỹ. Tiếp sau khủng hoảng, nền kinh tế các nƣớc rơi vào suy thối trầm trọng. Việt Nam cũng khơng tránh khỏi tình trạng tăng trƣởng thấp đi kèm lạm phát cao trong những năm vừa qua. Hệ thống ngân hàng trong nƣớc cũng phải trải qua một giai đoạn vơ cùng khĩ khăn và nhiều biến động.
Nếu trƣớc năm 2010 số lƣợng các ngân hàng tại Việt Nam liên tục tăng thì sau thời gian này, số lƣợng các ngân hàng đang giảm xuống (bảng 3.1). Trong bối cảnh nền kinh tế khĩ khăn do suy thối, nhiều ngân hàng đã bộc lộ những yếu kém về trình độ quản lý cũng nhƣ năng lực tài chính vốn đã tồn tại từ lâu. Thực tiễn này đã dẫn đến những vụ M&A trong khu vực ngân hàng trong những năm qua. a sự kiện M&A nổi bậc gần đây nhất là việc tập đồn Thiên Thanh mua lại ngân hàng TMCP Đại Tín