Phân tích tương quan

tương quan giữa các biến xảy ra trong mơ hình nghiên cứu, đa cộng tuyến khơng là một vấn đề nghiêm trọng ảnh hưởng đến kết quả ước lượng của mơ hình hồi quy (Gujarati, 2004).

Bảng 4.7. Phân tích tương quan

ROA ROE HHI NII SIZE NPL LIQ CIR IFL GDPR ROA 1 ROE 0,8698 1 HHI -0,2233 -0,1966 1 NII 0,179 0,132 -0,9018 1 SIZE 0,161 0,3395 -0,1411 0,1467 1 NPL -0,2512 -0,3547 -0,0486 0,1212 -0,031 1 LIQ 0,465 0,472 -0,0568 -0,0586 -0,0497 -0,2557 1 CIR -0,7003 -0,7204 0,2525 -0,1837 -0,3553 0,3183 -0,4216 1 IFL 0,0273 -0,0315 -0,0943 0,1391 0,1032 0,3032 -0,0747 0,0568 1 GDPR -0,1144 -0,0646 0,1036 -0,0909 0,065 -0,0397 -0,0212 0,1069 -0,2314 1 Nguồn: Tác giả, 2021

Kết quả phân tích bảng 4.8 cho thấy hệ số VIF của các nhân tố độc lập dao động từ 1,1 đến 5,86 (VIF<10); do đó các nhân tố trong mơ hình đánh giá các

49

nhân tố ảnh hưởng đến khả năng sinh lời của các ngân hàng thương mại cổ phần tại Việt Nam đều không xuất hiện hiện tượng đa cộng tuyến.

Bảng 4.8. Kiểm định đa cộng tuyến

BIẾN VIF 1/VIF

NII 5,86 0,1707 HHI 5,83 0,1715 CIR 1,7 0,5886 LIQ 1,37 0,7293 NPL 1,27 0,7856 SIZE 1,26 0,7914 IFL 1,2 0,8344 GDPR 1,1 0,9055 VIF Trung bình 2,45 Nguồn: Tác giả, 2021

4.3.2. Hồi quy dữ liệu bảng và lựa chọn phương pháp ước lượng

Nghiên cứu đã tiến hành hồi quy dữ liệu bảng (Panels Data) với mơ hình Pooled, hiệu ứng ngẫu nhiên (REM), hiệu ứng cố định (FEM) nhằm đánh giá các nhân tố ảnh hưởng đến khả năng sinh lời của các ngân hàng thương mại cổ phần tại Việt Nam.

Bảng 4.9. Hồi quy dữ liệu bảng các yếu tố ảnh hưởng đến ROA của các ngân hàng thương mại cổ phần Việt Nam

Biến Pooled FEM REM

HHI 0,00336 0,0011 0,000343 [0,66] [0,24] [0,08] NII 0,00756 0,00205 0,00256 [1,27] [0,44] [0,56] SIZE -0,00037 -0,00134 -0,00059 [-1,23] [-1,54] [-1,18] NPL -0,0237 -0,0242 -0,0269 [-0,78] [-0,91] [-1,04] LIQ 0,00791*** 0,0130*** 0,0128*** [3,65] [5,61] [6,17] CIR -0,0268*** -0,0219*** -0,0235*** [-9,68] [-7,42] [-8,74] IFL 0,0307 0,0437*** 0,0377** [1,50] [2,79] [2,54] GDPR -0,00788 -0,00514 -0,00809

50 [-0,33] [-0,30] [-0,48] Hệ số chặn 0,0232* 0,0500* 0,0274 [1,95] [1,79] [1,63] Số quan sát 200 200 200 Sớ nhóm 25 25 25 R2 0,5430 0,5943 0,5915 *, **, *** lần lượt là các mức ý nghĩa 10%, 5% và 1%.

Kết quả bảng 4.10 cho thấy chỉ có các hệ số hồi quy của các nhân tố độc lập trong mơ hình nghiên cứu là có ý nghĩa thống kê giải thích khả năng sinh lời của các ngân hàng thương mại cổ phần tại Việt Nam. Đây là dấu hiệu cần tìm mơ hình hồi quy phù hợp hơn để phân tích và kiểm định các giả thuyết nghiên cứu các nhân tố ảnh hưởng đến khả năng sinh lời của các ngân hàng thương mại cổ phần tại Việt Nam giai đoạn từ năm 2013-2020.

Bảng 4.10. Hồi quy dữ liệu bảng các yếu tố ảnh hưởng đến ROE của các ngân hàng thương mại cổ phần Việt Nam

Biến Pooled FEM REM

HHI 0,00456 -0,0359 -0,0678 [0,09] [-0,76] [-1,44] NII 0,0266 -0,0382 -0,0375 [0,43] [-0,79] [-0,74] SIZE 0,00917*** -0,0409*** -0,00375 [2,95] [-4,52] [-0,73] NPL -0,863*** -0,666** -0,796*** [-2,72] [-2,40] [-2,80] LIQ 0,0956*** 0,0789*** 0,114*** [4,25] [3,27] [5,06] CIR -0,246*** -0,172*** -0,222*** [-8,56] [-5,59] [-7,57] IFL 0,145 0,506*** 0,255 [0,68] [3,09] [1,56] GDPR -0,0434 0,242 0,0644 [-0,18] [1,35] [0,35] Hệ số chặn -0,148 1,464*** 0,296* [-1,19] [5,03] [1,68] Số quan sát 200 200 200 Sớ nhóm 25 25 25 R2 0,5886 0,5878 0,5443 *, **, *** lần lượt là các mức ý nghĩa 10%, 5% và 1%.

51

Để xem xét mơ hình Pooled, FEM hay REM phù hợp hơn, ta sử dụng kiểm định Hausman (1978). Kết quả bảng 4.11 lựa chọn phương pháp ước lượng cho thấy mơ hình Pooled, hiệu ứng ngẫu nhiên (REM) là mơ hình hiệu quả tốt nhất để giải thích lần lượt các nhân tố ảnh hưởng đến khả năng sinh lời của các ngân hàng thương mại cổ phần Việt Nam.

Bảng 4.11. Lựa chọn phương pháp ước lượng

Kiểm định

ROA ROE

Giá trị p-value Kết

luận Giá trị p-value

Kết luận Hausman (Chi2) 5,53 0,7001 Pooled, REM 4,28 0,8312 Pooled, REM Nguồn: Tác giả, 2021

4.3.3. Kiểm định các khút tật của mơ hình hồi quy dữ liệu bảng 4.3.3.1. Kiểm định phương sai sai số thay đổi

Khi phương sai của các sai số thay đổi thì các ước lượng của các hệ số hồi quy không hiệu quả, các kiểm định t và F khơng cịn đáng tin cậy. Kết quả bảng 4.12 kiểm định phương sai sai số thay đổi cho thấy giá trị kiểm định Chi2 có giá trị P-value <0,05 nên chấp nhận giả thuyết có khuyết tật phương sai sai số thay đổi. Như vậy chưa thể xác nhận tính hợp lệ của các hệ số hồi quy trong mơ hình nghiên cứu. Kết quả này cũng minh chứng sự phù hợp của mơ hình hiệu ứng ngẫu nhiên REM so với mơ hình Pooled dữ liệu bảng.

Bảng 4.12. Kiểm định phương sai sai số thay đổi

Kiểm định ROA ROE

Giá trị chi2 p-value Giá trị chi2 p-value Phương sai sai số thay đổi 159,63 0,0000 108,76 0,0000

Nguồn: Tác giả, 2021

4.3.3.2. Kiểm định tương quan phần dư đơn vị chéo

Để lựa chọn mơ hình hồi quy khắc phục các khuyết tật, bên cạnh dùng các kiểm định trên, nghiên cứu sử dụng kiểm định tương quan phần dư đơn vị chéo. Kết quả bảng 4.13 kiểm định Pesaran tương quan giữa các phần dư đơn vị chéo

52

các mơ hình ảnh hưởng của các nhân tố đến khả năng sinh lời của các ngân hàng thương mại cổ phần Việt Nam đều cho thấy P-value >0,05 do đó các mơ hình đều không xuất hiện khuyết tật này.

Bảng 4.13. Kiểm định tự tương quan phần dư đơn vị chéo

Kiểm định ROA ROE

Giá trị p-value Giá trị p-value Tương quan giữa các phần dư

đơn vị chéo 1,444 0,493 -0,884 0,408

Nguồn: Tác giả, 2021

4.3.3.3. Kiểm định tương quan chuỗi

Mơ hình hồi quy tuyến tính cổ điển giả định rằng quan hệ tự tương quan không tồn tại trong các nhiễu. Kiểm định tương quan chuỗi bằng việc dùng kiểm định Wooldridge. Kết quả bảng 4.14 kiểm định tự tương quan chuỗi cho thấy F (1, 24) với giá trị P-value <0,05 của kiểm định Wooldridge như trên, ta kết luận bác bỏ giả thuyết H0, nghĩa là mơ hình các yếu tố ảnh hưởng đến khả năng sinh lời của các ngân hàng thương mại cổ phần tại Việt Nam có hiện tượng tự tương quan chuỗi.

Bảng 4.14. Kiểm định tự tương quan chuỗi

Kiểm định ROA ROE

Giá trị p-value Giá trị p-value

F (1, 24) 19,005 0,0000 44,648 0,0000

Nguồn: Tác giả, 2021

4.3.3.4. Kết luận chung về các kiểm định và khắc phục khuyết tật

Bảng 4.15 tóm tắt kết quả các kiểm định trong các bảng 4.12→4.14 cho thấy mơ hình nghiên cứu các yếu tố ảnh hưởng đến khả năng sinh lời của các thấy mơ hình nghiên cứu các yếu tố ảnh hưởng đến khả năng sinh lời của các ngân hàng thương mại cổ phần Việt Nam được xây dựng có xuất hiện một trong các khuyết tật hiện tượng phương sai số thay đổi, tương quan giữa các phần dư đơn vị chéo, hiện tượng tự tương quan chuỗi. Nghiên cứu này kiểm định mơ hình

53

hồi quy xu hướng tổng quát (GMM) để khắc phục phương sai thay đổi và khuyết tật tương quan trong mơ hình hồi quy dữ liệu bảng.

Bảng 4.15. Tóm tắt kết quả các kiểm định

Các kiểm định ROA ROE

Hausman Test REM REM

Phương sai sai số thay đổi Có khuyết tật Có khuyết tật

Tương quan phần dư đơn vị chéo Không Không

Tự tương quan chuỗi Có khuyết tật Có khuyết tật

Nguồn: Tác giả, 2021

4.3.4. Phân tích hồi quy xu hướng tởng quát (GMM) và thảo luận kết quả nghiên cứu

Nghiên cứu đã tiến hành hồi quy dữ liệu bảng (Panels Data) với các hiệu ứng ngẫu nhiên (REM), hiệu ứng cố định (FEM) nhằm đánh giá các yếu tố ảnh hưởng đến khả năng sinh lời của các ngân hàng thương mại cổ phần tại Việt Nam giai đoạn từ năm 2013-2020. Nghiên cứu sử dụng ước lượng GMM hệ thống (sys- GMM) để giải quyết hiện tượng nội sinh trong mơ hình dữ liệu bảng động trong thời gian ngắn và không cân bằng. Kiểm tra mức độ phù hợp của ước lượng GMM hệ thống bằng AR (2) và Hansen (1982). Kết quả kiểm định hồi quy dữ liệu bảng cho thấy mơ hình nghiên cứu có xuất hiện một trong các khuyết tật hiện tượng phương sai sai số thay đổi, tương quan chuỗi, tương quan giữa các phần dư đơn vị chéo. Chính vì thế để loại bỏ khuyết tật của mơ hình, nghiên cứu sẽ dùng ước lượng GMM hệ thống - giúp sửa chữa triệt để các khuyết tật trong mơ hình nghiên cứu (Hansen, 1982; Hausman, 1978; Schultz và cộng sự, 2010).

Bảng 4.16. Kiểm định sự phù hợp của mơ hình GMM

Kiểm định ROA ROE

Giá trị p-value Giá trị p-value AR (1) -0,56 0,573 -0,19 0,847

AR (2) -0,46 0,648 -0,12 0,904

Hansen 6,90 0,647 9,33 0,407

54

Kết quả nghiên cứu được thể hiện trong bảng 4.17 cho thấy yếu tố ảnh hưởng mạnh nhất, tác động tiêu cực đến tỷ suất sinh lời/tổng tài sản (ROA) của các ngân hàng thương mại cổ phần Việt Nam là tỷ lệ nợ xấu (NPL) với hệ số hồi quy β4=-0,0795 với mức ý nghĩa thống kê 5%. Tỷ lệ thu nhập phi tín dụng/tổng thu nhập (NII) có mối quan hệ thuận chiều với ROA với hệ số hồi quy β2=0,0691 với mức ý nghĩa thống kê 1%. Chỉ số đa dạng hóa thu nhập (HHI) của ngân hàng càng cao, thì sẽ thúc đẩy gia tăng ROA (β1=0,0495 với mức ý nghĩa thống kê 1%). Tỷ lệ chi phí/tổng thu nhập (CIR) có mối quan hệ nghịch biến với ROA của các ngân hàng thương mại cổ phần Việt Nam (β6=-0,0230, mức ý nghĩa thống kê 1%). Lạm phát tăng nhưng vẫn trong tầm kiểm sốt của chính phủ, do đó nó là động lực để phát triển kinh tế và hệ thống ngân hàng thương mại hoạt động ổn định, tăng trưởng lợi nhuận bền vững (β7=0,0176, mức ý nghĩa thống kê 5%). Thanh khoản ngân hàng (LIQ) càng tốt thì lợi nhuận đo lường bằng ROA càng cao (β5=0,00815 với mức ý nghĩa thống kê 1%). Quy mô ngân hàng (SIZE), tăng trưởng GDP (GDPR) khơng có ý nghĩa thống kê với ROA.

Bảng 4.17. Các yếu tố ảnh hưởng đến ROA của các ngân hàng thương mại cổ phần Việt Nam

Biến ROA

Pooled FE RE GMM hệ thống

HHI 0,00336 0,0011 0,000343 0,0495*** [0,66] [0,24] [0,08] [4,02] NII 0,00756 0,00205 0,00256 0,0691*** [1,27] [0,44] [0,56] [4,19] SIZE -0,00037 -0,00134 -0,00059 -0,00068 [-1,23] [-1,54] [-1,18] [-1,38] NPL -0,0237 -0,0242 -0,0269 -0,0795** [-0,78] [-0,91] [-1,04] [-2,09] LIQ 0,00791*** 0,0130*** 0,0128*** 0,00815*** [3,65] [5,61] [6,17] [2,59] CIR -0,0268*** -0,0219*** -0,0235*** -0,0230*** [-9,68] [-7,42] [-8,74] [-6,48] IFL 0,0307 0,0437*** 0,0377** 0,0176** [1,50] [2,79] [2,54] [1,99] GDPR -0,00788 -0,00514 -0,00809 -0,00905 [-0,33] [-0,30] [-0,48] [-0,84]

55 Hệ số chặn 0,0232* 0,0500* 0,0274 -0,0123 [1,95] [1,79] [1,63] [-0,58] Số quan sát 200 200 200 200 Sớ nhóm 25 25 25 25 R2 0,5430 0,5943 0,5915 AR (1) -0,56 AR (2) -0,46 Hansen 6,90 *, **, *** lần lượt là các mức ý nghĩa 10%, 5% và 1%.

Kết quả nghiên cứu được thể hiện trong bảng 4.18 cho thấy yếu tố ảnh hưởng mạnh nhất, tác động tiêu cực đến tỷ suất sinh lời/vốn chủ sở hữu (ROE) của các ngân hàng thương mại cổ phần Việt Nam là tỷ lệ nợ xấu (NPL) với hệ số hồi quy β4=-1,028 với mức ý nghĩa thống kê 5%. Tỷ lệ thu nhập phi tín dụng/tổng thu nhập (NII) có mối quan hệ thuận chiều với ROE với hệ số hồi quy β2=0,869 với mức ý nghĩa thống kê 1%. Chỉ số đa dạng hóa thu nhập (HHI) của ngân hàng càng cao, thì sẽ thúc đẩy gia tăng ROE (β1=0,642 với mức ý nghĩa thống kê 1%). Tỷ lệ chi phí/tổng thu nhập (CIR) có mối quan hệ nghịch biến với ROE của ngân hàng thương mại cổ phần Việt Nam (β6=-0,206, mức ý nghĩa thống kê 1%). Thanh khoản ngân hàng (LIQ) càng tốt thì lợi nhuận đo lường bằng ROE càng cao (β5=0,101 với mức ý nghĩa thống kê 1%). Quy mô ngân hàng (SIZE), lạm phát (IFL) tăng trưởng GDP (GDPR) khơng có ý nghĩa thống kê với ROE.

Bảng 4.18. Các yếu tố ảnh hưởng đến ROE của các ngân hàng thương mại cổ phần Việt Nam

Biến ROE

Pooled FE RE GMM hệ thống

HHI 0.00456 -0.0359 -0.0678 0.642*** [0.09] [-0.76] [-1.44] [3.16] NII 0.0266 -0.0382 -0.0375 0.869*** [0.43] [-0.79] [-0.74] [3.14] SIZE 0.00917*** -0.0409*** -0.00375 0.00761 [2.95] [-4.52] [-0.73] [1.55] NPL -0.863*** -0.666** -0.796*** -1.028** [-2.72] [-2.40] [-2.80] [-2.14] LIQ 0.0956*** 0.0789*** 0.114*** 0.101*** [4.25] [3.27] [5.06] [3.82]

56 CIR -0.246*** -0.172*** -0.222*** -0.206*** [-8.56] [-5.59] [-7.57] [-6.14] IFL 0.145 0.506*** 0.255 0.169 [0.68] [3.09] [1.56] [1.51] GDPR -0.0434 0.242 0.0644 -0.00928 [-0.18] [1.35] [0.35] [-0.07] Hệ số chặn -0.148 1.464*** 0.296* -0.743*** [-1.19] [5.03] [1.68] [-2.90] Số quan sát 200 200 200 200 Sớ nhóm 25 25 25 25 R2 0,5886 0,5878 0,5443 AR (1) -0,19 AR (2) -0,12 Hansen 9,33 *, **, *** lần lượt là các mức ý nghĩa 10%, 5% và 1%.

Kết quả nghiên cứu cho thấy đa dạng hóa thu nhập và thu nhập phi tín dụng có tác động cùng chiều đến khả năng sinh lời của hệ thống ngân hàng cổ phần Việt Nam. Rossi và cộng sự (2009), cho rằng đa dạng hóa thu nhập cải thiện đáng kể cả hiệu quả lợi nhuận tổng thể; các ngân hàng với đa dạng hóa thu nhập cao hơn, hiệu quả lợi nhuận cao hơn trong cả trong ngắn hạn và dài hạn. Tương tự, Meslier và cộng sự (2014) thấy rằng đa dạng hóa thu nhập tăng khả năng sinh lời của các ngân hàng Philippine. Kết quả nghiên cứu cho thấy vai trò quan trọng của việc chuyển đổi từ hoạt động thu nhập tín dụng truyền thống sang hoạt động phi tín dụng. Tuy nhiên, hoạt động tín dụng đóng vai trị chủ lực nhưng vẫn là hoạt động tiềm ẩn nhiều rủi ro hơn các hoạt động dịch vụ khác. Rủi ro tín dụng của ngân hàng lớn trong khi vẫn phải gồng gánh những hậu quả của giai đoạn tăng trưởng nóng về tín dụng, khó khăn do suy thối kinh tế, khủng hoảng tài chính, bất động sản đóng băng buộc các NHTM gia tăng chi phí dự phịng rủi ro, tăng bộ đệm vốn, đẩy mạnh rao bán thanh lý tài sản thế chấp để thu hồi, xử lý nợ. Trong cơ cấu thu nhập, tỷ lệ thu nhập hoạt động giao dịch và hoạt động khác chiếm tỷ trọng nhỏ dưới 15%, do đó mặc dù tăng tỷ trọng cơ cấu thu nhập song tỷ lệ này vẫn còn quá khiêm tốn, rủi ro cao do đó chưa thể bù đắp lại các chi phí trích lập dự phịng rủi ro. Thực tế, hoạt động kinh doanh ngoại hối, vàng, mua

57

bán chứng khoán đầu tư chịu tác động của nhiều biến động, do đó khơng tránh khỏi rủi ro tổn thất. Ngân hàng Nhà nước thắt chặt tín dụng ngoại tệ, siết cho vay ngoại tệ nhằm theo đuổi mục tiêu chống đơ la hóa nền kinh tế, bằng cách chuyển dần từ giao dịch cho vay sang mua - bán ngoại tệ khiến hoạt động kinh doanh ngoại hối suy giảm, thậm chí lỗ tại nhiều ngân hàng. Một số ngân hàng, mặc dù kinh doanh ngoại hối vẫn ghi nhận lợi nhuận nhưng mức lãi lại sụt giảm mạnh so với cùng kỳ những năm trước. Tăng trưởng cũng như đóng góp từ hoạt động dịch vụ chưa xứng với tiềm năng, tuy có nhiều điểm tích cực nhưng chưa đủ đề bủ đắp rủi ro từ hoạt động thu nhập lãi thuần. Hệ thống ngân hàng thương mại Việt Nam cần phải cơ cấu lại thu nhập giữa tín dụng và dịch vụ phi tín dụng, cũng như có hiệu quả phù hợp với năng lực tài chính và mục tiêu phát triển và định hướng phát triển kinh doanh của từng ngân hàng, tranh thủ tận dụng tối đa các chính sách hỗ trợ từ phía NHNN và Chính phủ.

Thanh khoản ngân hàng (LIQ) càng tốt thì lợi nhuận càng cao, đi kèm theo đó là rủi ro tín dụng ngày cng gia tng (Demirgỹỗ-Kunt v Huizinga, 2010); Norden và Weber, 2010). Các ngân hàng có tính thanh khoản tốt thường là các ngân hàng lớn, có vốn nhà nước, thanh khoản của những ngân hàng này thường tốt hơn so với phần cịn lại. Tình trạng khủng hoảng thanh khoản diện rộng khơng xảy ra. Song cũng có ngân hàng đơi lúc cịn căng thẳng thanh khoản và những khó khăn thanh khoản cục bộ. Những trường hợp căng thẳng thanh khoản của hệ thống NHTM có thể được nhận biết thơng qua biến động lãi suất trên thị trường. Tỷ lệ nợ xấu (NPL) tác động tiêu cực đến khả năng sinh lời của ngân hàng (tương tự kết quả nghiên cứu của Al-Jafari và Alchami, 2014). Lãnh đạo các ngân hàng đều chung quan điểm trích lập dự phịng rủi ro cao bởi tỷ lệ nợ xấu qua các năm không giảm nhiều so với cùng kỳ do nợ xấu mới phát sinh trong bối cảnh kinh tế vĩ mơ chưa có nhiều cải thiện, hoạt động sản xuất - kinh doanh của doanh