CHƢƠNG 4 KẾT QUẢ NGHIÊN CỨU
4.2. KẾT QUẢ KIỂM ĐỊNH MÔ HÌNH
4.2.2.3. Kiểm định các vi phạm giả thuyết của mơ hình
- Kiểm định phƣơng sai sai số không đổi:
Phƣơng sai sai số thay đổi sẽ làm cho các ƣớc lƣợng thu đƣợc bằng phƣơng pháp hồi quy thông thƣờng trên dữ liệu bảng không cịn đáng tin cậy. Từ đó dẫn đến hiện tƣợng ngộ nhận các biến độc lập trong mơ hình nghiên cứu có ý nghĩa, lúc đó kiểm định hệ số hồi quy và R-Squared khơng dùng đƣợc. Bởi vì phƣơng sai sai số thay đổi làm mất tính hiệu quả của ƣớc lƣợng, nên cần thiết phải tiến hành kiểm định giả thuyết phƣơng sai sai số không đổi bằng kiểm định Wald thông qua việc sử dụng lệnh xttest3, với giả thuyết H0: Phƣơng sai sai số không thay đổi; H1 : Phƣơng sai sai số thay đổi.
Bảng 4.9. Kiểm định phƣơng sai sai số không đổi
Chi2 Prob > Chi2
ROA 2079.06 0.0000
ROE 919.99 0.0000
Nguồn Báo cáo tài chính của các Ngân hàng và tính tốn của tác giả
- Kiểm định sự tự tƣơng quan của phần dƣ: Để kiểm tra phần dƣ có tƣơng quan hay khơng, nghiên cứu tiến hành sử dụng kiểm định Wooldridge thông qua
việc sử dụng lệnh xtserial với giả thuyết không bị tự tƣơng quan trên dữ liệu bảng, với giả thuyết H0: Khơng có tự tƣơng quan bậc 1, H1 : Có sự tƣơng quan bậc 1.
Bảng 4.10. Kiểm định sự tự tƣơng quan của phần dƣ
Thống kê F Prob. F
ROA 29.675 0.0004
ROE 24.176 0.0008
Nguồn Báo cáo tài chính của các Ngân hàng và tính tốn của tác giả
- Kiểm định tƣơng quan phần dƣ của đơn vị chéo
Giữa các sai số có mối quan hệ tƣơng quan với nhau sẽ làm cho các ƣớc lƣợng thu đƣợc bằng phƣơng pháp hồi quy thơng thƣờng trên dữ liệu bảng khơng cịn đáng tin cậy. Đối với những loại dữ liệu có thời gian quan sát ngắn nhƣng số lƣợng đơn vị chéo nhiều, phần dƣ của các đơn vị chéo có thể tƣơng quan với nhau. Để kiểm tra, sử dụng kiểm định Pesaran’s. Nghiên cứu tiến hành kiểm định giả thuyết không bị tự tƣơng quan trên dữ liệu bảng, với giả thuyết H0 : Phần dƣ của đơn vị chéo không tƣơng quan; H1 : Phần dƣ của đơn vị chéo tƣơng quan.
Bảng 4.11. Kiểm định tƣơng quan phần dƣ của đơn vị chéo
Prob
ROA 0.5874
ROE 0.7979
Nguồn Báo cáo tài chính của các Ngân hàng và tính tốn của tác giả
Qua kết quả kiểm định vi phạm giả thuyết của mơ hình tại phụ lục 13, 14, 15, tác giả tổng hợp kết quả kiểm định phƣơng sai sai số thay đổi, tự tƣơng quan bậc 1 và kiểm định tự tƣơng quan phần dƣ của đơn vị chéo tại Bảng 4.9, 4.10 và 4.11 cho thấy chỉ số Prob>Chi-Square của ROA, ROE và chỉ số Prob > F của ROA, ROE ở bảng 4.9 và bảng 4.10 đều nhỏ hơn 5% nên bác bỏ H0, do đó mơ hình vừa có hiện tƣợng phƣơng sai sai số thay đổi và vừa có sự tƣơng quan bậc 1; với chỉ số
Prob của ROA, ROE ở bảng 4.11 lớn hơn 5% nên chấp nhận H0, do đó khơng xuất hiện hiện tƣợng tự tƣơng quan phần dƣ của đơn vị chéo.
Nhƣ vậy, qua các kiểm định ta thấy mơ hình có hai vi phạm giả thuyết là bị phƣơng sai sai số thay đổi và có sự tƣợng quan bậc 1.
4.2.2.4. Kiểm định các vi phạm giả thuyết của mơ hình
Cách khắc phục khi phƣơng sai sai số thay đổi và sự tƣơng quan bậc 1 là chọn mơ hình bình phƣơng bé nhất tổng quát khả thi - FGLS (Feasible General Least Square), là phƣơng pháp bình phƣơng bé nhất thông thƣờng (OLS) áp dụng cho các biến đã đƣợc biến đổi từ một mơ hình vi phạm các giả thiết cổ điển thành một mơ hình mới thỏa mãn các giả thiết cổ điển. Do đó các tham số ƣớc lƣợng đƣợc từ mơ hình mới sẽ đáng tin cậy hơn. Vì vậy tác giả sử dụng kết quả của mơ hình hồi quy với phƣơng pháp bình phƣơng bé nhất tổng quát khả thi (FGLS) để phân tích cũng nhƣ giải thích kết quả. Tác giả tiến hành kiểm định về mặt ý nghĩa của mơ hình hồi quy trên cơ sở kiểm định F, với giả thuyết đặt ra nhƣ sau:
H0 : β1 = β2 = β3 = β4 = β5 = β6 = β7= β8 = β9 = β10 = 0 H1 : có ít nhất một hệ số βi ≠ 0
Bảng 4.12. Bảng tổng hợp kết quả chạy hồi qui FGLS
Tên biến ROA ROE
CAPTITAL 0.10099567*** -0.20054871*** COST -0.02970342*** -0.25120846*** LOAN -0.01381365** -0.12294783*** DEPOSIT -0.00589502 -0.03193785 LIQUID -0.00044285 -.07423603* SIZE 0.41528511** -1.0130377 PROVI -0.21957566** -0.43506065 NPL -0.11437918*** -0.58785243** GDP 0 .00271793 -0.24204543 INF -0.00065695 -.17197047** Cons -0.22261113 47.039734*** chi 2 387.4718 231.09918 df 10 10 N 80 80 rank 11 11 11 Ghi chú: * p<0.1; ** p<0.05; *** p<0.01
Nguồn Báo cáo tài chính của các Ngân hàng và tính tốn của tác giả
Từ kết quả bảng 4.12 cho ta thấy các cặp hệ số Wald.Chi-Square của mơ hình và giá trị Prob.Chi-Square của mơ hình rất nhỏ là 0.0000 < α =5%. Do vậy, ta bác bỏ giả thuyết H0, tức là mơ hình hồi quy đã xây dựng là phù hợp.
4.3. Kết quả kiểm định các giả thuyết nghiên cứu
Dựa vào kết quả hồi qui ở bảng 4.12, tác giả kiểm định giả thuyết nghiên cứu của chỉ số ROA, ROE đã đƣợc đặt ra ở bảng 3.2
Với “ giả thuyết X1” : Kết quả hồi quy cho thấy mối tƣơng quan dƣơng giữa tỷ lệ vốn chủ sở hữu trên tổng tài sản và ROA nhƣng có mối tƣơng quan âm với ROE với giá trị hồi quy của biến CAPITAL lần lƣợt là 0.10099567 và -0.20054871, có ý nghĩa thống kê ở mức 1% đối với ROA và ROE. Điều này chứng tỏ tỷ lệ vốn chủ sở hữu trên tổng tài sản tác động cùng chiều với lợi nhuận ngân hàng đo lƣờng bằng chỉ số ROA nhƣng đối với ROE lại có tác động ngƣợc chiều. Nhƣ vậy biến CAPITAL có quan hệ cùng chiều với ROA và có quan hệ ngƣợc chiều với ROE, không thể bác bỏ giả thuyết X1 .
Với “giả thuyết X2: Kết quả hồi quy cho thấy có mối tƣơng quan âm giữa tỷ lệ chi phí hoạt động trên tổng thu nhập COST và ROA, ROE với giá trị hồi qui của biến COST lần lƣợt là -0.02970342, -0.25120846 và có ý nghĩa thống kê ở mức 1%. Điều này chứng tỏ tỷ lệ chi phí hoạt động trên tổng thu nhập COST có tác động tiêu cực đến lợi nhuận ngân hàng đo lƣờng bằng chỉ số ROA, ROE. Nhƣ vậy không thể bác bỏ giả thuyết X2
Với “giả thuyết X3: Kết quả hồi quy cho thấy có mối tƣơng quan âm giữa tỷ lệ dƣ nợ tài khoản cho vay trên tổng tài sản LOAN với ROA và ROE với giá trị hồi qui của biến LOAN lần lƣợt là -0.01381365, -0.12294783 và có ý nghĩa thống kê ở mức 5% đối với ROA và 1% đối với ROE. Điều này chứng tỏ tỷ lệ dƣ nợ tài khoản cho vay trên tổng tài sản LOAN có tác động tiêu cực đến lợi nhuận ngân hàng đo lƣờng bằng chỉ số ROA, ROE. Nhƣ vậy không thể bác bỏ giả thuyết X3
Với “ giả thuyết X4” : Kết quả hồi quy cho thấy có mối tƣơng quan âm giữa tỷ lệ tổng tiền gửi khách hàng trên tổng tài sản và ROA, ROE với giá trị hồi quy của biến DEPOSIT lần lƣợt là -0.00589502, -0.03193785 nhƣng khơng có ý nghĩa thống kê ở mức 10% đối với ROA, ROE. Điều này chứng tỏ tỷ lệ tổng tiền gửi khách hàng trên tổng tài sản khơng có tác động đến lợi nhuận ngân hàng đo lƣờng bằng chỉ số ROA, ROE. Nhƣ vậy bác bỏ giả thuyết X4.
Với “giả thuyết X5: Kết quả hồi quy cho thấy có mối tƣơng quan âm giữa LIQUID với ROA, ROE với giá trị hồi qui của biến LIQUID lần lƣợt là -
0.00044285 khơng có ý nghĩa thống kê ở mức 10% đối với ROA và -0.07423603 với ý nghĩa thống kê ở mức 10% đối với ROE. Điều này chứng tỏ LIQUID khơng có tác động với lợi nhuận ngân hàng đo lƣờng bằng chỉ số ROA, nhƣng có tác động ngƣợc chiều với ROE, không thể bác bỏ giả thuyết X5
Với “giả thuyết X6” : Kết quả hồi quy cho thấy có mối tƣơng quan dƣơng giữa tổng tài sản và ROA và có mối tƣơng quan âm với ROE với giá trị hồi quy của biến SiZE lần lƣợt là 0.41528511, -1.0130377 với ý nghĩa thống kê ở mức 5% đối với ROA nhƣng khơng có ý nghĩa thống kê ở mức 10% đối với ROE. Điều này chứng tỏ tổng tài sản tác động cùng chiều với lợi nhuận ngân hàng đo lƣờng bằng chỉ số ROA. Nhƣ vậy biến SIZE khơng tác động đến ROE nhƣng có quan hệ cùng chiều với ROA, không thể bác bỏ giả thuyết X6.
Với “giả thuyết X7” : Kết quả hồi quy cho thấy có mối tƣơng quan âm giữa tỷ lệ dự phịng rủi ro tín dụng trên tổng dƣ nợ cho vay PROVI và ROA, ROE với giá trị hồi quy của biến PROVI là -0.21957566 với mức ý nghĩa thống kê 5% đối với ROA nhƣng khơng có ý nghĩa thống kê ở mức 10% đối với ROE. Điều này chứng tỏ PROVI tác động ngƣợc chiều với lợi nhuận ngân hàng đo lƣờng bằng chỉ số ROA. Nhƣ vậy biến PROVI không tác động đến ROE nhƣng có quan hệ ngƣợc chiều với ROA, không thể bác bỏ giả thuyết X7.
Với “giả thuyết X8” : Kết quả hồi quy cho thấy có mối tƣơng quan âm giữa tỷ lệ nợ xấu trên tổng dƣ nợ NPL và ROA, ROE với giá trị hồi quy của biến NPL lần lƣợt là -0.11437918 đối với ROA với mức ý nghĩa thống kê là 1% và - 0.58785243 đối với ROE với ý nghĩa thống kê ở mức 5% đối với ROE. Điều này chứng tỏ NPL tác động ngƣợc chiều với lợi nhuận ngân hàng đo lƣờng bằng chỉ số ROA, ROE. Nhƣ vậy biến NPL có quan hệ ngƣợc chiều với ROA, ROE không thể bác bỏ giả thuyết X8.
Với “giả thuyết X9: Kết quả hồi quy cho thấy có mối tƣơng quan âm giữa GDP và ROE nhƣng có tƣơng quan dƣơng giữa GDP và ROA với giá trị hồi qui của biến GDP lần lƣợt là -0.24204543, 0.00271793 nhƣng khơng có ý nghĩa thống kê ở
mức 10% đối với ROA, ROE. Điều này chứng tỏ GDP khơng có tác động với lợi nhuận ngân hàng đo lƣờng bằng chỉ số ROA, ROE. Nhƣ vậy bác bỏ giả thuyết X9
Với “ giả thuyết X10”: Kết quả hồi quy cho thấy có mối tƣơng quan âm giữa tỷ lệ lạm phát và ROA, ROE với giá trị hồi quy của biến INF lần lƣợt là - 0.00065695 đối với ROA và -0.17197047 đối với ROE với mức ý nghĩa thống kê ở mức 5% đối với ROE. Điều này chứng tỏ INF khơng tác động đến ROA nhƣng có tác động ngƣợc chiều với lợi nhuận ngân hàng đo lƣờng bằng chỉ số ROE. Nhƣ vậy biến INF có quan hệ ngƣợc chiều với ROE khơng thể bác bỏ giả thuyết X10.
4.4. Bàn luận kết quả nghiên cứu
ROA bị tác động bởi các nhân tố vốn chủ sở hữu (CAPITAL), chi phí hoạt động (COST), cho vay khách hàng (LOAN), quy mô tài sản (SIZE), rủi ro tín dụng (PROVI) và nợ xấu (NPL).
ROA= - 0.22261113 + 0.10099567***CAPTITAL - 0.02970342***COST -
0.01381365**LOAN + 0.41528511**SIZE -0.21957566**PROVI - 0.11437918*** NPL
ROE bị tác động bởi các nhân tố lạm phát (INF), cho vay khách hàng (LOAN), chi phí hoạt động (COST), vốn chủ sở hữu (CAPITAL), tính thanh khoản (LIQUID) và nợ xấu (NPL)
ROE = 47.039734*** - 0.20054871***CAPTITAL -
0.25120846***COST - 0.12294783***LOAN - 0.07423603*LIQUID - 0.58785243** NPL - 0.17197047**INF
Nhân tố vốn chủ sở hữu tác động tích cực lên ROA có ý nghĩa thống kê với độ tin cậy 99% đối với ROA Khi các yếu tố khác không đổi, khi CAPITAL tăng hay giảm 1% thì ROA tăng hay giảm 0.10099567%, điều này cho thấy vốn chủ sở hữu càng lớn thì ROA càng lớn, cho thấy một ngân hàng có nguồn vốn chủ sở hữu lớn sẽ tạo đƣợc niềm tin trong ngƣời dân đến giao dịch và các chủ nợ. Thứ tự thanh toán khi ngân hàng phá sản đƣợc ƣu tiên theo thứ tự sau: các khoản tiền gửi, nghĩa vụ của Chính phủ và ngƣời lao động, các giấy nợ có khả năng chuyển đổi, cổ phần
ƣu đãi và cổ phần thƣờng. Chính vì vậy, một ngân hàng có vốn chủ sở hữu lớn sẽ tạo đƣợc sự an tâm hơn đối với các chủ nợ và ngƣời gửi tiền. Mặt khác, nguồn vốn chủ sở hữu lớn, đồng nghĩa với việc ngân hàng có thể sử dụng nguồn vốn này để hoạt động, tránh phụ thuộc vào nguồn vốn huy động với chi phí cao hơn từ bên ngồi, từ đó giúp gia tăng hiệu quả hoạt động, nâng cao tỷ suất sinh lợi trên tổng tài sản. Kết quả nghiên cứu này phù hợp với kết quả nghiên cứu của Syfria (2012) và Vincent Okoth và Gemechu Berchanu Kusa (2013).
Trong khi đó, các yếu tố khác khơng đổi, khi CAPITAL tăng hay giảm 1% thì ROE giảm hay tăng 0.20054871%. Mặt khác hệ số ƣớc lƣợng hồi quy cho thấy khi CAPITAL tăng 1%, mặc dù ROA tăng 0.10099567% nhƣng ROE sẽ giảm 0.20054871%. Nhƣ phân tích một ngân hàng CAPITAL cao tuy an tồn hơn nhƣng lợi nhuận cũng bị giảm, bên cạnh đó ta có thể hiểu rằng các NHTM có tỷ lệ vốn chủ sở hữu cao vẫn chƣa tận dụng đƣợc nguồn vốn tăng thêm. Kết quả nghiên cứu này phù hợp với nghiên cứu của Vincent Okoth và Gemechu Berchanu Kusa (2013) khi một ngân hàng có vốn chủ sở hữu cao sẽ có khả năng duy trì hoạt động kinh doanh, đặc biệt là trong giai đoạn nền kinh tế có những bất ổn về vĩ mô, các ngân hàng chạy đua lãi suất để có vốn kinh doanh thì những ngân hàng có vốn chủ sở hữu cao hơn sẽ duy trì hoạt động ổn định do không phụ thuộc nhiều vào nguồn vốn bên ngồi , thơng qua đó giúp gia tăng tỷ suất sinh lợi. Tuy nhiên về mặt toán học ROE đƣợc tính bằng lợi nhuận sau thuế trên vốn chủ sở hữu nhƣng tốc độ gia tăng của lợi nhuận không nhanh bằng tốc độ gia tăng của vốn chủ sở hữu, chính vì vậy vốn chủ sở hữu càng cao thì ROE càng thấp. Do đó việc sử dụng các biện pháp tăng vốn chủ sở hữu cần phải phù hợp với tình hình phát triển của ngân hàng cũng nhƣ quy mô hoạt động, đảm bảo gia tăng lợi nhuận, bù đắp các chi phí phát sinh để tốc độ lợi nhuận ròng thu đƣợc cao hơn tốc độ tăng vốn chủ sở hữu từ đó mới nâng cao tỷ suất sinh lợi, đặc biệt ảnh hƣởng CAPITAL lên ROE cao hơn ROA.
Nhân tố chi phí hoạt động (COST) có mối quan hệ nghịch với ROA, ROE và có mức ý nghĩa thống kê là 1% với hệ số hồi quy lần lƣợt là -0.02970342, - 0.25120846. Trong điều kiện các yếu tố khác khơng đổi, khi COST tăng hay giảm
thì ROA sẽ giảm hay tăng 0.02970342% và ROE sẽ giảm hay tăng 0.25120846%. Kết quả phù hợp với giả thuyết của tác giả, khi tỷ lệ COST tăng lên làm cho tỷ suất sinh lợi giảm. Kết quả nghiên cứu này phù hợp với kết quả nghiên cứu của Syfria (2012) và Nicolae Petria, Bogdan Caprarub, Iulian Ihnatov (2015).
Có thể thấy rằng một ngân hàng có năng lực quản lý chi phí hoạt động tốt sẽ có tỷ lệ chi phí hoạt động trên thu nhập hoạt động thấp. Nếu năng lực quản trị chi phí tốt sẽ giúp ngân hàng tối đa hóa doanh thu và tối thiểu hóa chi phí, từ đó tối ƣu hóa lợi nhuận của ngân hàng.
Hiện nay tình hình cạnh tranh của các ngân hàng ngày càng gay gắt, một ngân hàng có năng lực quản trị chi phí tốt sẽ sử dụng nguồn kinh phí một cách hợp lý các biện pháp nhƣ quảng bá thƣơng hiệu, tổ chức các chƣơng trình hội nghị, hội thảo, thực hiện trách nhiệm với xã hội, môi trƣờng... nhằm nâng cao vị thế trên thị trƣờng. Trong giai đoạn khó khăn khi đối mặt với khủng hoảng tài chính, các ngân hàng đã nổ lực cải cách, sắp xếp nhân lực quản trị, hành chính và kinh doanh. Những biện pháp tối giản chi phí nhƣ ứng dụng tiên tiến của cơng nghệ, hợp tác chiến lƣơc nhằm nâng cao việc quản lí chuyên nghiệp hiệu quả hơn. Tuy nhiên việc sử dụng các biện pháp này cần phải phù hợp với tình hình phát triển của ngân hàng