CHƯƠNG 4 : PHƯƠNG PHÁP, DỮ LIỆU VÀ KẾT QUẢ NGHIÊN CỨU
4.5. Kết quả nghiên cứu
4.5.2. Mơ hình 2: Hồi quy với ROE
4.5.2.1. Phân tích tương quan
Dựa trên bộ dữ liệu gồm 64 quan sát trong khoảng thời gian từ 2007 đến 2014 cho kết quả tương quan giữa các biến (theo bảng 4.9) như sau:
+ Biến độc lập GDPt tác động cùng chiều đến ROEit.
+ Các biến độc lập còn lại tác động ngược chiều đến ROEit.
+ Khơng có hiện tượng đa cộng tuyến nghiêm trọng (tự tương quan giữa các biến độc lập trong mơ hình) do các hệ số tương quan có giá trị khá thấp (cao nhất là
0.4178, chuẩn so sánh theo Farrar & Glauber (1967) là 0.8).
Biến ROE TCTR LOANTA ETA PROVILOAN GDP ROE 1.0000 TCTR -0.5372 1.0000 LOANTA -0.3180 0.4057 1.0000 ETA -0.2759 -0.2389 -0.2759 1.0000 PROVILOAN -0.0749 -0.0331 0.2716 -0.3106 1.0000 GDP 0.3179 -0.4178 -0.2225 0.1830 -0.1665 1.0000
Nguồn: Kết quả chạy hồi quy từ phần mềm Stata.
4.5.2.2. Kết quả hồi qui OLS với ROE
Bảng 4.10. Kết quả hồi qui OLS với ROE
Các biến Hệ số hồi quy Giá trị t Mức ý nghĩa
TCTR -.3491663 -5.19 0.000 LOANTA -.1094935 -1.57 0.122 ETA -1.035375 -5.54 0.000 PROVILOAN -1.994425 -2.01 0.049 GDP .8224481 1.15 0.255 _cons .4350511 5.90 0.000 R2 điều chỉnh = 51.12%
Nguồn: Kết quả chạy hồi quy từ phần mềm Stata.
Kết quả chạy hồi quy OLS các biến độc lập với biến phụ thuộc ROEit được thể hiện trong bảng 4.10. Theo đó, ở mức ý nghĩa 10% có ba biến tác động có ý nghĩa đến ROE đó là tỷ lệ chi phí trên doanh thu, vốn chủ sở hữu trên tổng tài sản và tỷ lệ
dự phịng rủi ro tín dụng trên tổng dư nợ. Hai biến tỷ lệ cho vay trên tổng tài sản và GDP tác động khơng có ý nghĩa thống kê lên ROE.
Hệ số R2 điều chỉnh tương đối cao và bằng 51.12% cho thấy trong điều kiện các
yếu tố khác khơng đổi thì các biến độc lập có trong mơ hình giải thích được 51.12% sự biến thiên về mặt trung bình của ROE.
4.5.2.3. Kiểm định các giả thuyết hồi quy
+ Đa cộng tuyến:
Bảng 4.11. Hệ số VIF của mơ hình 2
Variable VIF 1/VIF
TCTR 1.50 0.667752 LOANTA 1.34 0.744808 GDP 1.26 0.792110 PROVILOAN 1.24 0.803737 ETA 1.20 0.830254 Mean VIF 1.31
Nguồn: Kết quả chạy hồi quy từ phần mềm Stata.
Bảng 4.11 thể hiện hệ số VIF trong mơ hình hồi quy OLS của biến phụ thuộc ROE. Theo đó, VIF của tất cả các biến độc lập đều nhỏ hơn 10 nên hiện tượng đa cộng tuyến trong mơ hình được đánh giá là khơng nghiêm trọng (Gujrati, 2003) hay khơng có đa cộng tuyến hồn hảo trong mơ hình hồi quy OLS với biến phụ thuộc là ROE.
Để kiểm định hiện tượng phương sai sai số không đổi ta tiếp tục sử dụng kiểm định White. Với mức ý nghĩa alpha = 1%, kiểm định White cho kết quả là: Prob = 0.0008 (theo Bảng 4.12)
Vậy, Prob < 1% nên ta bác bỏ giả thuyết H0 hay đồng nghĩa với việc có hiện tượng phương sai thay đổi.
Bảng 4.12. Kiểm định White của mơ hình 2
White’s test for Ho: Homoskedasticity
against Ha: unrestricted heteroskedasticity
Chi2 (20) = 46.16
Prob > chi2 = 0.0008
Nguồn: Kết quả chạy hồi quy từ phần mềm Stata.
+ Kiểm định hiện tượng tự tương quan:
Tác giả tiếp tục sử dụng kiểm định Wooldridge để kiểm định hiện tượng tự tương quan trong mơ hình hồi quy OLS. Kết quả thu được thể hiện trong bảng 4.13.
Bảng 4.13. Kiểm định Wooldridge của mơ hình 2
Wooldridge test for autocorrelation in panel data H0: no first order autocorrelation
F (1, 7) = 7.958
Prob > F = 0.0257
Nguồn: Kết quả chạy hồi quy từ phần mềm Stata.
Với mức ý nghĩa alpha = 5%, kiểm định cho kết quả là: Prob = 0.0257
Vậy, Prob < 5% nên bác bỏ giả thuyết H0 hay đồng nghĩa với việc mơ hình có sự tự tương quan giữa các sai số.
Sau khi chạy hồi quy OLS với biến phụ thuộc ROEit và kiểm định từng phần, tác giả nhận thấy: mơ hình có hiện tượng đa cộng tuyến được đánh giá là không nghiêm trọng. Tuy vậy, mơ hình có hiện tượng phương sai thay đổi và có sự tự tương quan. Hiện tượng này sẽ làm cho các ước lượng thu được bằng các phương pháp hồi quy thông thường trên dữ liệu bảng không hiệu quả, các kiểm định hệ số hồi quy khơng cịn đáng tin cậy. Do vậy, tác giả dùng phương pháp bình phương tối thiểu tổng quát khả thi (FGLS) để khắc phục hiện tượng phương sai thay đổi và tự tương quan nhằm đảm bảo ước lượng thu được vững và hiệu quả (theo Wooldridge (2002).
4.5.2.4. Kết quả hồi quy FGLS với ROE
Sau khi chạy hồi quy với biến phụ thuộc là ROEit bằng phương pháp FGLS nhằm khắc phục hiện tượng phương sai thay đổi và hiện tượng tự tương quan để đảm bảo ước lượng thu được vững và hiệu quả, ta thu được kết quả như trong bảng 4.14.
Bảng 4.14. Kết quả hồi quy FGLS với ROE
ROE Hệ số hồi quy
Sai số chuẩn
Z P > │z│ Khoảng tin cậy 95%
TCTR -.3080075 .0596943 -5.16 0.000 -.4250062 -.1910089 LOANTA -.1219538 .0555155 -2.20 0.028 -.2307622 -.0131453 ETA -.9193408 .1794956 -5.12 0.000 -1.271146 -.5675358 PROVILOAN -1.9628 .9141888 -2.15 0.032 -3.754577 -.1710224 GDP .8465876 .4297114 1.97 0.049 .0043689 1.688806 _cons .4138558 .0501039 8.26 0.000 .315654 .5120576
Nguồn: Kết quả chạy hồi quy từ phần mềm Stata.
Từ bảng số liệu 4.14 ở trên, ta có kết quả mơ hình các nhân tố ảnh hưởng đến ROEit như sau:
ROEit = 0.4139 - 0.3080 TCTRit - 0.1219 LOANTAit - 0.9193 ETAit - 1.9628 PROVILOANit + 0.8466 GDPt + εit
+ Nhân tố chi phí trên doanh thu tương quan âm với ROE ở độ tin cậy rất cao là 99%. Điều này đúng với kì vọng của tác giả và phù hợp với hầu hết các nghiên cứu trước.
+ Nhân tố dư nợ trên tổng tài sản cũng có tương quan âm với ROE ở độ tin
cậy 95%. Tuy nhiên, chiều tương quan lại trái với kì vọng của tác giả. Như vậy tại thị trường Việt Nam thì bộ dữ liệu phản ánh sự tăng lên trong dư nợ làm giảm lợi nhuận sau thuế trên vốn chủ sở hữu của các ngân hàng. Điều này có thể do các ngân hàng Việt Nam chưa kiểm soát tốt các khoản cho vay dẫn đến việc gia tăng dư nợ cũng đồng nghĩa với gia tăng rủi ro mất vốn, không trả được nợ và làm ảnh hưởng xấu đến lợi nhuận.
+ Nhân tố vốn chủ sở hữu trên tổng tài sản cũng có tác động ngược chiều lên ROE ở mức ý nghĩa rất cao là 1%. Điều này có thể là do khi tỷ lệ vốn chủ sở hữu trên tổng tài sản tăng đồng nghĩa với việc vốn chủ sở hữu tăng, lợi nhuận sau thuế có thể khơng tăng kịp tốc độ tăng của vốn chủ sở hữu, hoặc sự gia tăng trong vốn chủ sở hữu không tỷ lệ thuận với gia tăng trong trình độ quản lý, sử dụng vốn dẫn đến ROE giảm.
+ Nhân tố dự phịng trên tổng dư nợ có tác động ngược chiều và hệ số tác động lớn nhất đến biến ROE ở mức ý nghĩa 5%. Tác động này phù hợp với kì vọng của tác giả và của các nghiên cứu trước đó. Điều này thể hiện dự phịng càng nhiều thì lợi nhuận càng giảm. Và nhân tố này cũng là nhân tố quan trọng nhất trong số các nhân tố có ảnh hưởng đến lợi nhuận sau thuế trên vốn chủ sở hữu.
+ Nhân tố GDP có tương quan cùng chiều với ROE đúng theo dự đoán của tác giả. Thật vậy nền kinh tế càng tăng trưởng thì có càng nhiều cơ hội cho vay tốt, đơn vị đi vay cũng dễ dàng sản xuất kinh doanh để trả nợ cho ngân hàng từ đó hoạt động ngân hàng được thuận lợi hơn, các hoạt động tín dụng có thể đạt được hiệu quả cao và đem lại lợi nhuận.