Kiểm Định Ar(1), Ar(2), Hansen Test

Test: Var(u) = 0

Bảng 4.6 Kiểm định Breusch-Pagan

chibar2(01) = 19.75 Prob > chibar2 = 0.0000

Nguồn: Kết quả từ phần mềm STATA

Dựa vào kết quả kiểm định bảng 4.6 ta có p-value = 0.0000 < mức ý nghĩa 5%, ta có đủ bằng chứng bác bỏ H0, như vậy có sự khác biệt sai số giữa các đối tượng khác nhau do đó ta chọn phương pháp RE.

Như vậy sau khi thực hiện các kiểm định lựa chọn mô hình giữa OLS, RE và FE thì RE là mô hình phù hợp đối với dữ liệu nghiên cứu của bài luân văn. Kết quả hồi quy theo phương pháp RE như sau:

Bảng 4.7 Kết quả hồi quy theo RE

ROE

Coef.	Std. Err.	z	P>z
CAP	-0.330	0.082	-4.030	0.000***
CR	-1.013	0.581	-1.740	0.081*
OC	-0.247	0.022	-11.250	0.000***
Size	0.012	0.005	2.160	0.031*
GDP	-0.006	0.324	-0.020	0.985
CPI	0.174	0.046	3.780	0.000***
OWN	-0.005	0.018	-0.290	0.768
LA	0.028	0.034	0.810	0.418
DOP	-0.009	0.025	-0.360	0.721
_cons	0.034	0.116	0.290	0.772

Có thể bạn quan tâm!

Xem toàn bộ 90 trang tài liệu này.

Ghi chú: *, **, *** lần lượt tương ứng với mức ý nghĩa 10%, 5% và 1%

Nguồn: Kết quả từ phần mềm STATA

Qua kết quả hồi quy trên các biến CAP, OC, CPI có ý nghĩa ở mức 1%, Size có ý nghĩa ở mức 5% và CR có ý nghĩa ở mức 10%. Dựa vào hệ số hồi quy ta thấy CAP, CR, OC có mối quan hệ nghịch biến với ROE nghĩa là khi tỷ lệ vốn chủ sở hữu giảm các yếu tố khác không đổi thì sẽ làm ROE tăng, khi tỷ lệ dự phòng rủi ro cho vay trên dư nợ cho vay giảm cùng các yếu tố khác không đổi thì ROE cũng tăng. Các biến Size, và CPI có

mối quan hệ đồng biến với ROE. Điều đó có nghĩa là khi một đại lượng tăng và các yếu tố khác không đổi thì ROE sẽ tăng. Ngoài ra các biến OC, OWN, LA không có ý nghĩa thống kê. Điều đó có nghĩa chúng không tác động đến sự biến động của ROE.

Tuy nhiên kỳ vọng kết quả của biến OWN lại không có ý nghĩa thống kê. Khi giả thiết về sự không tương quan giữa biến độc lập và sai số bị vi phạm thì hiện tượng nội sinh xảy ra. Biến độc lập trong mô hình vừa đóng vai trò là biến ngoại sinh (do tác động đến Y) vừa là biến nội sinh (do bị sai số tác động). Mô hình có biến độc lập là biến nội sinh gọi là mô hình bị hiện tượng nội sinh. Hiện tượng nội sinh làm cho các ước lượng thu được bằng phương pháp hồi quy tuyến tính cổ điển không còn là ước lượng vững (inconsistent). Như đã lập luận ở phần trên, biến CAP là biến nghi ngờ bị nội sinh (Athanasoglou, 2008) do đó nội dung tiếp theo sẽ trình bày các bước để xử lý nội sinh bằng phương pháp SGMM. Kết quả dựa trên mô hình system GMM hai bước bằng cách sử dụng lệnh xtabond2 được giới thiệu bởi Roodman (2009) như sau:

Bảng 4.8 Kết quả hồi quy theo SGMM

ROE

Coef.	Std. Err.	t	P>t
OWN	-0.033	0.016	-2.090	0.050**
Size	0.028	0.007	3.880	0.001***
OC	-0.234	0.047	-4.950	0.000***
CR	-1.070	0.869	-1.230	0.233
CAP	-0.191	0.150	-1.270	0.218
LA	0.033	0.043	0.770	0.450
DOP	0.027	0.029	0.930	0.365
GDP	-0.415	0.326	-1.270	0.219
CPI	0.105	0.056	1.860	0.079*
year	-0.007	0.002	-3.120	0.006
_cons	13.453	4.363	3.080	0.006

Ghi chú: *, **, *** lần lượt tương ứng với mức ý nghĩa 10%, 5% và 1%

Nguồn: Kết quả từ phần mềm STATA

Kiểm định độ tin cậy của mô hình:

Bảng 4.9 Kiểm định AR(1), AR(2), Hansen Test

Arellano-Bond test for AR(1) in first differences: z = -2.39 Pr > z = 0.017 Arellano-Bond test for AR(2) in first differences: z = -0.56 Pr > z = 0.578

------------------------------------------------------------------------------

Hansen test of overid. restrictions: chi2(13) = 9.69 Prob > chi2 = 0.719 (Robust, but weakened by many instruments.)

Nguồn: Kết quả từ phần mềm STATA

Dựa vào bảng kết quả hồi quy ta có p-value AR(1) = 0.017 < 5%. Như vậy ở kiểm định này ta bác bỏ H0, có nghĩa là có sự tự tương quan bậc 1. Kiểm định cho tự tương quan bậc 2 AR(2), ta có p-value = 0.578 > 5%, suy ra không đủ bằng chứng để bác bỏ H0, chấp nhận H0 đồng nghĩa với mô hình không có tự tương quan bậc 2. Đồng thời kiểm định Hansen có p-value = 0.719 > 5%, chấp nhận giả thuyết H0. Do đó mô hình có tính hiệu lực, biến công cụ là phù hợp. Như vậy, tất cả các kết quả trong SGMM đều có ý nghĩa.

4.5 Thảo luận kết quả nghiên cứu

Nghiên cứu được phát triển dựa trên những bằng chứng thực nghiệm liên quan đến ảnh hưởng của hình thức sở hữu nhà nước đến tỷ suất sinh lời cúa các Ngân hàng thương mại cổ phần Việt Nam. Sau khi sử dụng mô hình OLS tổng thể để kiểm định mối quan hệ giữa hình thức sở hữu nhà nước và cấu trúc vốn, mô hình ảnh hưởng ngẫu nhiên được sử dụng để xử lý vấn đề về hiện tượng không đồng nhất, không quan sát được. Tuy nhiên kết quả của mô hình đều cho thấy hình thức sở hữu nhà nước không có tác động đến tỷ suất sinh lời của Ngân hàng. Nguyên nhân dẫn đến kết quả bị chệch là do yếu tố nội sinh trong mô hình và theo Athanasoglou (2008) thì CAP chính là biến bị nội sinh và cũng dựa trên nghiên cứu của Athanasoglou (2008) phương pháp GMM được sử dụng. Mô hình động GMM giải quyết những vấn đề liên quan đến dữ liệu chuỗi thời gian ngắn. Thứ hai, mô

hình GMM sẽ chính xác hơn trong việc tồn tại hiện tượng nội sinh của biến CAP (tỷ lệ vốn chủ sở hữu/tổng tài sản) Athanasoglou (2008).

Kết quả tìm được của mô hình SGMM đã ủng hộ giả thiết đó là hình thức sở hữu có mối tương quan âm với tỷ suất sinh lời của ngân hàng, ở mức ý nghĩa 5%. Cụ thể, với biến giả đưa vào mô hình nghiên cứu 1 là ngân hàng thương cổ phần do nhà nước nắm cổ phần chi phối và 0 là ngân hàng thương mại cổ phần, kết quả hệ số hồi quy = -0.033 có nghĩa là khi các yếu tố không đổi thì tỷ suất sinh lời của nhóm Ngân hàng thương mại cổ phần do nhà nước nắm cổ phần chi phối thấp hơn nhóm Ngân hàng thương mại cổ phần. Kết quả này phù hợp với kỳ vọng và nghiên cứu của Kiều Hữu Thiện và cộng sự (2014) cùng nhiều ngoài nước khác cũng đưa ra kết quả trùng với nghiên cứu này. Kết quả này có thể được giải thích như sau: đối tượng cho vay của các Ngân hàng thương mại cổ phần nhà nước là các doanh nghiệp nhà nước, với dư nợ tương đối lớn, nhưng các doanh nghiệp nhà nước được nhận định là hoạt động không hiệu quả, và các đối tượng vay vốn này thường được Ngân hàng áp dụng với lãi suất thấp do đó làm ảnh hưởng đến thu nhập của Ngân hàng. Một lý do khác, các ngân hàng thương mại cổ phần nhà nước còn là kênh điều hành quản lý, thực hiện chính sách của Nhà nước, đầu tư vào các dự án mang tính xã hội cao, lợi suất thấp. Kết quả này cho thấy tầm quan trọng trong đề án tái cơ cấu hệ thống Ngân hàng Việt Nam là giảm tỷ lệ sở hữu nhà nước trong các Ngân hàng thương mại cổ phần do nhà nước nắm cổ phần chi phối để các Ngân hàng hoạt động theo cơ chế thị trường phát huy được thế mạnh của mình, tối đa hóa tỷ suất sinh lời.

Quy mô Ngân hàng có mối quan hệ đồng biến với tỷ suất sinh lời của Ngân hàng với mức ý nghĩa là 1%. Điều này có nghĩa quy mô ngân hàng càng lớn thì tỷ suất sinh lời của Ngân hàng càng tăng. Kết quả hồi quy phù hợp kết quả nghiên cứu của. Emery (1971), Akhavein và cộng sự (1997), Bourke (1989), Molyneux và Thornton (1992), Bikker và Hu (2002), Goddard (2004) và kỳ vọng. Kết quả ngược lại so với nghiên cứu của Stiroh và Rumble (2006). So với các Ngân hàng trên thế giới thì quy mô các NHTMCP Việt Nam còn khá nghiêm tốn do đó, việc gia tăng quy mô đối với các

NHTMCP Việt Nam hiện nay không làm giảm hiệu quả hoạt động do phát sinh chi phí hành chính như kết quả nghiên cứu của Stiroh và Rumble (2006) mà sẽ góp phần tăng thêm tiềm lực cạnh tranh cho các ngân hàng. Kết quả này phần nào quan trọng trong giai đoạn hiện nay, khi hoạt động sát nhập giữa các Ngân hàng đang diễn ra sôi động. Hai hay nhiều ngân hàng sáp nhập vào nhau sẽ tạo nên được qui mô lớn hơn. Từ đó sẽ tạo ra đươc khả năng cung ứng vốn tốt hơn tăng tỷ suất sinh lời của Ngân hàng.

Theo kết quả nghiên cứu với mức ý nghĩa 1% tỷ lệ chi phí hoạt động trên tổng thu nhập hoạt động có mối quan hệ nghịch biến với tỷ suất sinh lời của Ngân hàng. Kết quả này phù hợp với lập luận của Athanasoglou (2008), Alexiou và Sofoklis (2009) Trujillo- Ponce (2013) và kỳ vọng ban đầu. Quản lý chi phí hoạt động là một nhân tố quan trọng ảnh hưởng đến tỷ suất sinh lời của ngân hàng thương mại cổ phần Việt Nam. Mối quan hệ nghịch biến hàm ý rằng sự gia tăng chi phí hoạt động sẽ làm giảm lợi nhuận của ngân hàng từ đó làm giảm tỷ suất sinh lời của ngân hàng. Như vậy để gia tăng tỷ suất sinh lời thì các NHTMCP cần kiểm soát tốt chi phí hoạt động của mình, gia tăng hiệu quả hoạt động.

Bài luận văn không tìm thấy mối quan hệ giữa tỷ lệ dư nợ cho vay/tổng tài sản, tỷ lệ dự phòng rủi ro cho vay/Dư nợ cho vay, tỷ lệ tiền gửi khách hàng/Tổng nợ phải trả, tỷ lệ vốn chủ sở hữu/Tổng tài sản với tỷ suất sinh lời của Ngân hàng. Điều đó có nghĩa là dư nợ cho vay, dự phòng rủi ro cho vay, tiền gửi của khách hàng và vốn chủ sở hữu không tác động đến tỷ suất sinh lời của NHTMCP Việt Nam trong giai đoạn này. Do xu hướng hoạt động NHTMCP hiện nay đang mở rộng sang kinh doanh lĩnh vực phi tín dụng và chỉ có những khoản tín dụng tốt mới gia tăng tỷ suất sinh lời cho ngân hàng, nếu dư nợ cao mà tỷ lệ nợ xấu cũng cao thì không thể làm tăng tỷ suất sinh lời của ngân hàng, kết quả tương tự cũng được tìm thấy đối với dự phòng rủi ro tín dụng. Ngoài ra kết quả cho thấy tiền gửi khách hàng không có tác động đến tỷ suất sinh lời của các NHTMCP Việt Nam, trái với nhận định của Athanasoglou và cộng sự (2006), Zhang (2013). Điều này có thể được giải thích do NHTMCP vẫn chưa được tự do trong lãi suất huy động, do đó hầu như

mặt bằng lãi suất huy động trên thị trường là ngang nhau, không tạo ra được lợi thế về quy mô cũng như danh tiếng của ngân hàng. Tỷ lệ vốn chủ sở hữu không có ý nghĩa thống kê đối với các NHTMCP Việt Nam, khác với kết quả nghiên cứu của Athanasoglou và cộng sự (2008) và Pasiouras và Kosmidou (2007) khi cho rằng nắm giữ càng nhiều vốn chủ sở hữu thì tỷ suất sinh lời càng tăng. Kết quả này có thể được giải thích do thực trạng hiện nay cơ cấu vốn của các ngân hàng là một ma trận sở hữu chéo vốn của các nhà đầu tư do đó đã làm bóp méo bản chất của vốn chủ sở hữu trong nguồn vốn của các NHTMCP Việt Nam.

Hai nhân tố đại diện cho tình hình kinh tế vĩ mô trong đó CPI có ý nghĩa ở mức 10% và có tương quan dương đối với tỷ suất sinh lời. Kết quả này phù hợp với nghiên cứu của Alexious và Sofoklis (2009), Kasman (2010), Kunt và HuiZinga (1999). Có nghĩa là khi lạm phát tăng sẽ làm tăng tỷ suất sinh lời của ngân hàng. Điều này có thể giải thích là do khi lạm phát tăng làm cho lãi suất cho vay tăng nhưng lãi suất huy động và các chi phí hoạt động khác tăng chậm hơn, nên thu nhập tăng thêm lớn hơn chi phí tăng tăng thêm, điều đó làm gia tăng tỷ suất sinh lời của Ngân hàng. Ngược lại thì tốc độ tăng trưởng GDP chưa thực sự ảnh hưởng đến tỷ suất sinh lời của ngân hàng, kết quả này cũng tương tự với Trujillo-Ponce (2013) nghiên cứu đối với NHTM Tây Ban Nha giai đoạn 1999-2009. Tức là chu kì kinh tế không có ý nghĩa đối với hoạt động của NHTMCP Việt Nam.

Tổng kết lại mô hình, như vậy kết quả mô hình đã trả lời được câu hỏi nghiên cứu là hình thức sở hữu nhà nước có tác động đến tỷ suất sinh lời của các Ngân hàng thương mại cổ phần Việt Nam, và các Ngân hàng thương mại cổ phần có tỷ suất sinh lời cao hơn các Ngân hàng thương mại cổ phần do nhà nước nắm cổ phần chi phối. Bên cạnh đó quy mô tổng tài sản và tỷ lệ chi phí hoạt động trên tổng thu nhập hoạt động và tỷ lệ lạm phát đại diện bởi biến CPI cũng ảnh hưởng đến tỷ suất sinh lời của Ngân hàng.

KẾT LUẬN CHƯƠNG 4

Dựa trên cơ sở lý thuyết đã, chương 4 trình bày mô hình nghiên cứu thực nghiệm để nghiên cứu mối quan hệ giữa tỷ suất sinh lời và hình thức sở hữu của các ngân hàng thương mại cổ phần Việt Nam, gồm biến phụ thuộc đo lường tỷ suất sinh lời của Ngân hàng thương mại là ROE, biến độc lập bao gồm: Hình thức sở hữu (OWN), và các biến kiểm soát bao gồm: Quy mô tổng tài sản (SIZE), Chi phí hoạt động (OC), Rủi ro tín dụng (CR), Vốn chủ sở hữu (CAP), Tỷ lệ dư nợ cho vay/Tổng tài sản (LA), Tỷ lệ tiền gửi khách hàng/Tổng nợ phải trả (DEP), Tốc độc tăng trưởng kinhh tế (GDP), Lạm phát (CPI). Trong đó biến CAP được đưa vào mô hình như biến bị nội sinh. Để xử lý nội sinh phương pháp hồi quy được sử dụng là SGMM, kết quả mô hình cho thấy hình thức sở hữu nhà nước có ảnh hưởng đến tỷ suất sinh lời của Ngân hàng, hệ số hồi quy có giá trị âm mang ý nghĩa tỷ suất sinh lời của Ngân hàng thương mại cổ phần do nhà nước nắm cổ phần chi phối thấp hơn các Ngân hàng thương mại cổ phần. Đồng thời cũng chứng minh được quy mô tổng tài sản và lạm phát càng tăng thì tỷ suất sinh lời càng tăng, ngược lại tỷ lệ chi phí hoạt động trên tổng thu nhập hoạt động càng cao thì tỷ suất sinh lời lại giảm.

CHƯƠNG 5: KẾT LUẬN VÀ KHUYẾN NGHỊ‌

5.1 Kết luận kết quả của mô hình:

Với mục tiêu đo lường ảnh hưởng của hình thức sở hữu đến tỷ suất sinh lời của ngân hàng thông qua thực nghiệm, nghiên cứu sử dụng dữ liệu bảng cân đối của 20 NHTMCP trong khoảng thời gian từ 2007 – 2014. Trên cơ sở tổng quan về những vấn đề liên quan đến tỷ suất sinh lời của ngân hàng luận văn đã xây dựng mô hình nghiên cứu đề xuất dựa vào cơ sở lý luận, các nghiên cứu trước đây.

Thông qua quá trình thu thập mẫu số liệu làm cơ sở kiểm định và giải thích mô hình, bài luận văn đã sử dụng các công cụ thống kê như sau:

- Sử dụng kiểm định Hausman Test để lựa chọn phương pháp FE và RE. Kết quả kiểm định có p-value > 5%, do đó bài nghiên cứu chọn phương pháp RE. Để lựa chọn giữa phương pháp RE và Pooled OLS bài luận văn sử dụng kiểm định Breusch-Pagan và kết quả có p-value < 5%, ủng hộ cho việc chọn phương pháp RE. Tuy nhiên kết quả hồi quy theo RE không tìm thấy được quan hệ giữa hình thức sở hữu nhà nước và tỷ suất sinh lời của ngân hàng. Nguyên nhân là do vấn đề nội sinh đối với biến giải thích CAP.

- Để xử lý nội sinh, luận văn sử dụng mô hình động trong đó biến phụ thuộc trễ một thời kỳ làm biến phụ thuộc, phương pháp hồi quy được sử dụng là SGMM

- Kiểm định độ tin cậy kết quả mô hình theo SGMM gồm: Kiểm định AR (1), AR(2) và Hansen test đều thỏa, chứng tỏ kết quả mô hình thu được là đáng tin cậy.

Tổng hợp kết quả hồi quy bằng các phương pháp OLS, RE, SGMM được trình bày ở bảng sau:

Xem tất cả 90 trang.

Ngày đăng: 07/06/2022