Mơ hình Chi bình Phương (χ2) Giá trị p-value
1 11690.92 0.0000
2 13312.41 0.0000
Nguồn: Kết quả truy xuất từ phần mfềm Stata12 dựa trên số liệu tác giả thu thập với cỡ mẫu gồm 248 quan sát của 25 NHTMCP trong giai đoạn 2006-2015(Phụ lục 4)
Từ bảng 4.6.3, kết quả kiểm định phương sai thay đổi bằng phần mềm Stata12 cho thấy kết quả với p-value đều bằng 0.0000 < α = 0.01. Suy ra, đủ cơ sở để bác bỏ giả thuyết Ho ở mức ý nghĩa 1% cho thấy tồn tại hiện tượng phương sai thay đổi trong mơ hình.
Kết luận: Tồn tại hiện tượng phương sai thay đổi trong mô hình ở mức ý nghĩa 1%.
4.6.4. Kiểm định hiện tượng tự tương quan phần dư
Bài nghiên cứu kiểm tra hiện tượng tự tương quan với giả thuyết kiểm định: Giả thuyết Ho: Mơ hình khơng có hiện tượng tự tương quan
Giả thuyết H1: Mơ hình có hiện tượng tự tương quan
Bảng 4.6: Kết quả kiểm tra tự tương quan mơ hình
Mơ hình Thống kê F Giá trị p-value
1 17.791 0.0003
2 17.764 0.0003
Nguồn: Kết quả truy xuất từ phần mềm Stata12 dựa trên số liệu tác giả thu thập với cỡ mẫu gồm 248 quan sát của 25 NHTMCP trong giai đoạn 2006-2015(Phụ lục 5)
Kết quả kiểm định bằng phần mềm Stata12 cho thấy bảng 4.6.4 cho kết quả với p- value bằng 0.0003 < α = 0.01. Suy ra, đủ cơ sở để bác bỏ giả thuyết H0 ở mức ý nghĩa 1% cho thấy tồn tại hiện tượng tự tương quan bậc 1 trong mơ hình.
Kết luận: Tồn tại hiện tượng tự tương quan bậc 1 trong mơ hình với mức ý nghĩa
4.7. Phân tích kết quả hồi quy
Bài nghiên cứu sẽ thực hiện các mơ hình, với mục đích so sánh kết quả và khắc phục các khuyến khuyết kiểm định của mơ hình hồi quy. Bắt đầu với các mơ hình hồi quy dữ liệu bảng hiệu ứng tác động cố định (Fixed effect – FEM), hồi quy dữ liệu bảng hiệu ứng tác động ngẫu nhiên (Random effect – REM). Tuy nhiên, FEM và REM khơng kiểm sốt được hiện tượng phương sai thay đổi và tự tương quan, do đó tác giả sử dụng mơ hình FGLS (Feasible Generalized Least Squares) – mơ hình kiểm sốt hiện tượng phương sai thay đổi và tự tương quan. Phương pháp FGLS theo Beck and Katz (1995) là ước lượng có khả năng chệch trên cỡ mẫu với N > T, ở trường hợp cỡ mẫu tác giả. Do đó tác giả tiếp tục sử dụng phương pháp GMM với phương pháp dữ liệu bảng động. Theo kết quả nghiên cứu của Arellano và Bond (1991), phương pháp hồi quy tuyến tính dữ liệu bảng động (Arellano-Bond linear dynamic panel-data estimation) là một giải pháp hiệu quả để ước lượng hồi quy trong mơ hình trong trường hợp mơ hình vừa có hiện tượng phương sai thay đổi, tự tương quan và nội sinh. Mơ hình Arellano và Bond kiểm soát được hiện tượng tự tương quan giữa phần dư, hiện tượng phương sai thay đổi và nội sinh. Ưu điểm của phương pháp GMM cho ước lượng vững và hiệu quả được trình bày ở phần 4.3.2 Kết quả hồi quy mơ hình như sau:
Bảng 4.7: Kết quả hồi quy mơ hình khơng kiểm sốt khủng hoảng Crisis
Pooled
OLS
FEM REM FGLS GMM
(1) (2) (3) (4) (5)
Loangr Loangr Loangr Loangr Loangr
Equityasset -45.97 -13.56 -40.84 -57.14 -463.36** (-0.64) (-0.17) (-0.55) (-1.10) (-2.24) Roa 253.81 303.01 304.28 187.72 263.56 (0.64) (0.73) (0.76) (1.09) (0.65) Size -19.56** -59.35*** -22.41** -7.21* -59.31*** (-2.48) (-4.16) (-2.57) (-1.72) (-3.36) State 7.511 0 12.84 -10.49 0 (0.34) (.) (0.50) (-1.01) (.)
Depositasset -31.09 -65.99 -42.08 -68.23*** -262.77*** (-0.61) (-1.17) (-0.81) (-2.94) (-3.36) LiquidityRatio -79.11 -67.61 -72.71 31.02 31.69 (-1.45) -(0.95) (-1.25) (1.09) (0.32) Gdpgr 45.22*** 41.78*** 44.63*** 21.77*** 32.13*** (4.15) (4.01) (4.19) (5.09) (3.50) Inf -1.65* -2.73*** -1.79* -1.58*** -4.73*** (-1.68) (-2.79) (-1.85) (-3.92) (-4.66) Hhi -158.2 -1633.4** -266.7 -103.7 1609 (-0.33) (-2.6) (-0.54) (-0.5) (1.18) L.loangr 0.084 (1.28) _cons 214.31 1133.5** 283.34 92 957** (1.18) (3.49) (1.43) (0.94) (2.28)
*, **, *** tương ứng với mức ý nghĩa 10%, 5% và 1%
Nguồn: Kết quả truy xuất từ phần mềm Stata12 dựa trên số liệu tác giả thu thập với cỡ mẫu gồm 248 quan sát của 25 NHTMCP trong giai đoạn 2006-2015(Phụ lục 6)
Bảng 4.7.1 là kết quả hồi quy của các yếu tố tác động đến tăng trưởng cho vay trong mơ hình khơng có biến kiểm sốt khủng hoảng Crisis, tác giả tìm thấy bằng chứng tăng trưởng kinh tế (gdpgr) tác động cùng chiều đến tăng trưởng cho vay (loangr) trong cả 5 mơ hình trên tại mức ý nghĩa 1%. Các yếu tố tác động ngược chiều đến tăng trưởng cho vay bao gồm vốn tự có (equityasset), qui mơ ngân hàng (size), tăng trưởng huy động vốn (Depositasset) và lạm phát (inf). Tác giả khơng tìm thấy bằng chứng đồng nhất cho thấy ảnh hưởng của cạnh tranh ngân ngân hàng đến tăng trưởng cho vay. Ngoài ra, yếu tố lợi nhuận (ROA), sở hữu nhà nước (State) và tỷ lệ thanh khoản (LiquidityRatio) không tác động đến tăng trưởng cho vay.
Bảng 4.8: Kết quả hồi quy mơ hình có kiểm sốt khủng hoảng
Pooled
OLS
FEM REM FGLS GMM
(1) (2) (3) (4) (5)
Loangr Loangr Loangr Loangr Loangr
(-0.35) (-0.08) (-0.27) (-0.77) (-2.73) Roa 165.64 284.36 219.6 100.7 388.48 (0.41) (0.68) (0.54) (0.64) (0.92) Size -16.84** -56.72*** -19.08** -5.02 -72.13*** (-2.10) (-3.64) (-2.14) (-1.18) (-3.76) State 4.41 0 8.78 -13.1 0 (0.20) (.) (0.34) (-1.24) (.) Depositasset (-36.66) -68.79 -48.35 -76.65*** -273.86*** (-0.72) (-1.21) (-0.93) (-3.28) (-3.43) LiquidityRatio -82.63 -68.67 -76.76 26 82.76 (-1.52) (-0.96) -(1.32) (0.91) (0.81) Gdpgr 56.92*** 44.73*** 55.61*** 31.73*** 11.19 (4.46) (3.55) (4.45) (6.00) (0.86) Inf -2.09** -2.81*** -2.193** -1.96*** -4.80*** (-2.07) (-2.81) (-2.21) (-4.87) (-4.62) Hhi -288.1 -1595.1** -360.5 -189.6 2252.5 (-0.59) (-2.51) (-0.73) (-0.95) (1.58) Crisis 33.50* 8.33 31.453* 27.94*** -50.20** (1.74) (0.42) (1.66) (3.24) (-2.24) L.loangr 0.12 (-1.66) _cons 112.06 1065.3*** 171.18 7.01 1244.7* (0.59) (2.93) (0.82) (0.07) (1.72)
*, **, *** tương ứng với mức ý nghĩa 10%, 5% và 1%
Nguồn: Kết quả truy xuất từ phần mềm Stata12 dựa trên số liệu tác giả thu thập với cỡ mẫu gồm 248 quan sát của 25 NHTMCP trong giai đoạn 2006-2015(Phụ lục 7)
Bài viết nghiên cứu ảnh hưởng của các yếu tố tới tăng trưởng cho vay trong vấn đề kiểm soát yếu tố khủng hoảng bằng biến giả Crisis - có giá trị bằng 1 trong hai năm 2008, 2009 và giá trị bằng 0 trong những năm còn lại. Tương tự như kết quả kiểm định khơng kiểm sốt yếu tố khủng hoảng, bài nghiên cứu tìm thấy bằng chứng tăng trưởng kinh tế (Gdpgr) tác động dương tới tăng trưởng cho vay ở các mơ hình Pooled OLS, FEM, REM, FGLS nhưng lại khơng có ý nghĩa thống kê tại mơ hình GMM. Như vậy khơng có bằng chứng đồng nhất về tác động của tăng trưởng kinh
tế tới tăng trưởng cho vay. Tương tự, tác giả khơng tìm thấy bằng chứng đồng nhất về tác động của Sự cạnh tranh giữa các ngân hàng (HHI) tới tăng trưởng cho vay. Các yếu tố tác động ngược chiều tới tăng trưởng cho vay gồm: Vốn tự có có ý nghĩa thống kê đến tăng trưởng cho vay ở mức ý nghĩa 1%; Yếu tố Quy mơ ngân hàng, tác giả tìm thấy bằng chứng có ý nghĩa thống kê tới tăng trưởng cho vay tại các mơ hình Pooled OLS (5%), FEM (5%), REM (5%) và GMM (1%), kết luận bằng chứng có ý nghĩa thống kê; Tác giả tìm thấy bằng chứng có ý nghĩa thống kê về tác động của Yếu tố tăng trưởng huy động vốn tới tăng trưởng cho vay tại hai mơ hình FGLS và GMM. Xét tác động của lạm phát tới tăng trưởng cho vay, tác giả tìm thấy bằng chứng đồng nhất về chiều tác động trên cả 5 mơ hình Pooled OLS, FEM, REM, FGLS và GMM.
Tuy nhiên, tác giả khơng tìm thấy bằng chứng có ý nghĩa thống kê về tác động của ba yếu tố: lợi nhuận, tỷ lệ thanh khoản và sở hữu nhà nước tới tăng trưởng cho vay. Hệ số khủng hoảng crisis ở mơ hình GMM có kết quả âm (-), có ý nghĩa thống kê ở mức 5% cho thấy sự khác biệt ở những năm có khủng hoảng tăng trưởng cho vay thấp hơn những năm khơng có khủng hoảng.
So sánh với kết quả hồi quy mơ hình khơng có kiểm sốt khủng hoảng Crisis, tại mơ hình có kiểm sốt yếu tố khủng hoảng tác giả tìm thấy bằng chứng số lượng biến độc lập có ý nghĩa thống kê ít hơn (biến tăng trưởng kinh tế). Cịn biến độc lập khơng có nghĩa thơng kê, kết quả đồng nhất cả 2 bảng.
Hồi quy đối chiếu (Robustness check) và mở rộng – Phương pháp robust standard errors trên dữ liệu bảng.
Theo nghiên cứu Daniel Hoechle (2007), ngoài phương sai thay đổi, có tự tương quan và nội sinh ảnh hưởng đến độ tin cậy của phương pháp ước lượng; hồi quy dữ liệu bảng còn bị ảnh hưởng bởi tương quan phụ thuộc chéo. Tương quan phụ thuộc chéo cho rằng khi có một cú sốc trong quan hệ giữa các biến ảnh hưởng đến ngân hàng này sẽ tác động đến ngân hàng khác. Để tăng hiệu quả của ước lượng hệ số, giảm phương sai của ước lượng, kiểm soát tương quan phụ thuộc chéo Hoechle D
(2007) sử dụng phương pháp tính phương sai được giới thiệu bởi Driscoll-Kraay (1998). Phương pháp hồi quy robust standard errors trên dữ liệu bảng khắc phục được phương sai thay đổi, tự tương quan nếu có và hơn nữa đưa ra hiệu quả ước lượng hệ số tốt hơn, độ lệch chuẩn ước lượng nhỏ hơn, đã được chứng minh bằng phương pháp Monte Carlo được đề cập và thực hiện trong nghiên cứu của Daniel Hoechle (2007). Vì vậy kết quả từ mơ hình này sẽ là căn cứ để tác giả đưa ra kết luận sau cùng về sự ảnh hưởng của các yếu tố đến tăng trưởng cho vay của các NHTMCP Việt Nam.
Bảng 4.9: Kết quả mơ hình hồi quy đối chiếu SCC
SCC
Pooled
SCC FEM SCC Pooled SCC FEM
(1) (2) (3) (4)
Loangr Loangr Loangr Loangr
Equityasset -45.97 -13.56 -25.52 15.462 (-0.63) (-0.27) (-0.35) (0.25) Roa 253.81 303.01* 165.64 300.2* (1.64) (1.89) (0.41) (2.03) Size (-19.56) -59.35*** -16.842** -27.3 (-1.55) (-4.88) (-2.1) (-1.61) State 7.5111 0 4.4126 0 (0.78) (.) (0.20) (.) Depositasset -31.086* -65.99*** -36.66 -118.81** (-1.85) (-3.94) (-0.72) (-2.63) LiquidityRatio -79.11 -67.612* -82.63 -32.68 (-0.94) (-2.04) (-1.52) (-1.67) Gdpgr 45.219 41.777* 56.923*** 39.418 (1.64) (2.12) (4.46) (1.59) Inf -1.646 -2.7277*** -2.0883** -2.6827** (-1.22) (-3.97) (-2.07) (-2.98) Hhi -158.2 -1633.4* -66.31 -1136.993 (-0.14) (-2.03) (-0.06) ( -1.45) Crisis 31.778* 15.527 (1.87) (0.72) _Cons 214.31 1133.5*** 63.72 394.42 (0.87) (4.78) (0.74) (0.96)
*, **, *** tương ứng với mức ý nghĩa 10%, 5% và 1
Nguồn: Kết quả truy xuất từ phần mềm Stata12 dựa trên số liệu tác giả thu thập với cỡ mẫu gồm 248 quan sát của 25 NHTMCP trong giai đoạn 2006-2015(Phụ lục 8)
Bảng kết quả hồi quy đối chiếu SCC, trong đó hai cột (1) và (2) là mơ hình hồi qui các biến khơng kiểm sốt yếu tố khủng hoảng; hai cột (3) và (4) là mơ hình hồi qui các biến có kiểm sốt yếu tố khủng hoảng. Biến sở hữu nhà nước (state) bị đa cộng tuyết nghiêm trọng nên giá trị biến bị loại khi chạy dữ liệu bằng Stata12.
Trong mơ hình SCC, cho thấy:
Yếu tố quy mơ ngân hàng (size): tác giả tìm thấy bằng chứng có ý nghĩa thống kê về tác động âm của yếu tố qui mô tới tăng trưởng cho vay trong mơ hình này khi khơng kiểm sốt khủng hoảng. Nhưng khi kiểm soát yếu tố khủng hoảng, tác giả khơng tìm thấy bằng chứng đồng nhất về tác động của quy mô ngân hàng tới tăng trưởng cho vay.
Yếu tố tỷ lệ tiền gửi (Depositasset): tác giả tìm thấy bằng chứng có ý nghĩa thống kê tác động âm của yếu tố tới tăng trưởng cho vay ở mơ hình này trong cả 2 trường hợp kiểm sốt khủng hoảng và khơng kiểm sốt khủng hoảng.
Yếu tố tăng trưởng kinh tế (GDP growth) tác động dương tới tăng trưởng cho vay khi không xét đến khủng hoảng, nhưng khi mơ hình kiểm sốt yếu tố khủng hoảng, tác giả khơng tìm thấy bằng chứng đồng nhất cho thấy tác động của tăng trưởng kinh tế tới tăng trưởng cho vay.
Yếu tố lạm phát (inf) tác động âm tới tăng trưởng cho vay, tác giả tìm thấy bằng chứng có ý nghĩa thống kê trong cả 2 trường hợp kiểm soát khủng hoảng và khơng kiểm sốt khủng hoảng.
Yếu tố cạnh tranh trong ngân hàng (HHI): tác giả tìm thấy bằng chứng có ý nghĩa thống kê tác động âm tới tăng trưởng cho vay trong trường hợp khơng kiểm sốt khủng hoảng.
Yếu tố tỷ lệ thanh khoản trong ngân hàng (LiquidityRatio): tác giả tìm thấy bằng chứng có ý nghĩa thơng kê về tác động âm của tỷ lệ thanh khoản tới tăng trưởng cho vay khi khơng kiểm sốt khủng hoảng. Nhưng khi kiểm soát khủng hoảng, tác giả khơng tìm thấy bằng chứng có ý nghĩa thống kê cho mối quan hệ này.
Các yếu tố Vốn tự có (Equity) tác giả khơng tìm thấy bằng chứng có ý nghĩa thống kê tác động tới tăng trưởng cho vay ngay cả khi kiểm soát khủng hoảng lẫn khơng kiểm sốt khủng hoảng.
Khác với các mơ hình trước, tại mơ hình này tác giả tìm thấy bằng chứng có ý nghĩa thống kê về tác động dương của lợi nhuận (ROA) tới tăng trưởng cho vay trong cả 2 trường hợp kiểm sốt khủng hoảng và khơng kiểm soát khủng hoảng và thanh khoản tác động ngược chiều với tăng trưởng cho vay khi khơng kiểm sốt yếu tố khủng hoảng. Bên cạnh đó, tác giả khơng tìm thấy bằng chứng đồng nhất chứng minh tác động của khủng hoảng tới tăng trưởng cho vay.
4.8. Thảo luận kết quả nghiên cứu
Trong các yếu tố được lựa chọn cho mơ hình nghiên cứu sự ảnh hưởng của chúng đến tăng trưởng cho vay của NHTMCP, yếu tố tăng trưởng kinh tế đóng một vai trị rất quan trọng trong việc giải thích sự tăng trưởng cho vay ở các NHTMCP tại Việt Nam trong giai đoạn 2006-2015. Trong hầu hết các trường hợp nghiên cứu, yếu tố này luôn tác động cùng chiều với tăng trưởng cho vay bất kể có hay khơng kiểm sốt yếu tố hoảng trong mơ hình. Kết quả này phù hợp với giả thuyết H7 cũng như phù hợp với nghiên cứu của Kai Guo and Vahram Stepanyan (2011). Cụ thể, khi nền kinh tế tăng trưởng và ổn định, thu nhập của người dân được đảm bảo, hàng hóa và dịch vụ sản xuất ra có thị trường tiêu thụ sẽ thúc đẩy các doanh nghiệp gia tăng hiểu quả hoạt động, tái sản xuất và đầu tư, từ đó phát sinh nhu cầu vay vốn để mở rộng sản xuất kinh doanh. Các doanh nghiệp huy động vốn từ nhiều kênh trên thị trường như phát hành trái phiếu, cổ phiếu hoặc vay vốn ngân hàng để mở rộng sản xuất kinh doanh. Điều đó thúc đẩy gia tăng tốc độ tăng trưởng cho vay. Ngược lại, khi GDP tăng trưởng thấp đồng nghĩa với việc nền kinh tế rơi vào suy thoái
(thời kỳ khủng hoảng và hậu khủng hoảng kinh tế) hoạt động kinh doanh khó khăn khiến nhiều doanh nghiệp rơi vào tình trạng đình trệ hoặc phá sản. Theo đó, hoạt động cho vay của NHTM cũng gặp khó khăn khi khơng thu được nợ từ các khoản nợ vay trước đó và hầu như ít phát sinh các khoản vay mới vì vậy dư nợ tín dụng giảm.
Yếu tố lợi nhuận tác động tích cực tới tăng trưởng cho vay của NHTM ngay cả khi hoạt động cho vay của ngân hàng chịu ảnh hưởng của cuộc khủng hoảng. Kết quả này phù hợp với giả thuyết H4 cũng như phù hợp nghiên cứu của Bikker and H.Hu (2002) và Cull và Peria (2013). Lợi nhuận là kết quả sau cùng tổng kết từ tất cả hoạt động của ngân hàng sau một khoảng thời gian nhất định, với lợi nhuận thu được, ngân hàng nghiễm nhiên có nguồn vốn khơng phải trả lãi để tiếp tục đầu tư, mở rộng quy mô hoạt động. Điều này cũng cho thấy ngân hàng hoạt động kinh doanh có hiệu quả và tạo ra uy tín cho ngân hàng trong việc thu hút nguồn vốn huy động và đầu tư. Khi nguồn cung vốn tăng thì nguồn tiền sử dụng cho hoạt động cho vay cũng tăng, bên cạnh đó ngân hàng có lợi nhuận lớn sẽ có xu hướng cho vay với lãi suất thấp hơn, thu hút khách hàng vay vốn, từ đó khuyến khích tăng trưởng cho vay. Yếu tố khủng hoảng, nghiên cứu tìm thấy bằng chứng khơng đồng nhất về tác động của khủng hoảng tài chính 2008-2009 đến tăng trưởng cho vay. Kết quả này trái với giả thuyết H10 cũng như chưa phù hợp với nghiên cứu của Ivashina và Schafstein (2010) về ảnh hưởng nghiêm trọng của cuộc khủng hoảng tài chính tới tăng trưởng cho vay. Cuộc khủng hoảng tài chính 2008-2009 xuất phát từ Hịa Kỳ sau đó khủng hoảng kinh tế bùng nổ trên phạm vi thế giới và trở thành cuộc khủng hoảng tài chính tồn cầu. Sự ảnh hưởng của khủng hoảng đến các nền kinh tế là khác nhau, phụ thuộc vào mức độ hội nhập của nền kinh tế đó với nền kinh tế tồn cầu. Trường hợp của Việt Nam, mặc dù thị trường tài chính ngân hàng đã có phần phát triển