Kết Quả Sau Khi Chạy Mô Hình (Loại Biến Lần 01)

Bảng 3.1: Các thông số thống kê mô tả

LIQUID	TSD/E	TL/TD	E/TA	ROA	TA
Trung bình	0.2692	10.6158	1.0077	0.1509	0.0125	7.2975
Trung vị	0.2524	8.7196	0.9425	0.1067	0.0119	7.2711
Giá trị lớn nhất	0.8290	91.9536	2.6694	0.9446	0.0595	8.7249
Giá trị nhỏ nhất	0.0266	0.4044	0.1622	0.0105	-0.0039	5.1610
Độ lệch chuẩn	0.1297	9.1287	0.3757	0.1395	0.0074	0.7282

Có thể bạn quan tâm!

• Một Số Mô Hình Nghiên Cứu Về Tính Thanh Khoản Của Ngân Hàng
• Phương Pháp Đưa Biến Độc Lập Vào Mô Hình Hồi Quy
• Đã Trình Bày Phương Pháp Thực Hiện Nghiên Cứu. Mục Đích Của Chương 3 Này Là Trình Bày Các Kết Quả Của Phân Tích Dữ Liệu.
• Hệ Số Hồi Quy Biến Tỷ Lệ Giữa Vốn Chủ Sở Hữu Ngân Hàng / Tổng Tài Sản Có Ngân Hàng
• Các nhân tố ảnh hưởng đến tính thanh khoản của các ngân hàng thương mại Việt Nam - 9
• Các nhân tố ảnh hưởng đến tính thanh khoản của các ngân hàng thương mại Việt Nam - 10

Xem toàn bộ 89 trang tài liệu này.

( Nguồn : Nghiên cứu của tác giả )

Qua bảng thống kê sơ bộ các chỉ tiêu nghiên cứu ta thấy chỉ tiêu tỷ lệ tổng nợ phải trả ngắn hạn / vốn chủ sở hữu ngân hàng (TSD/E) là biến có mức biến động cao nhất, từ giá trị nhỏ nhất là 0.4044 đến giá trị lớn nhất là 91.9536, độ lệch chuẩn là 9.1287. Điều này là do quy mô tổng tài sản của các ngân hàng có sự chênh lệch khá nhiều (độ lệch chuẩn của TA là 0.7282) dẫn đến giá trị của các khoản phải trả ngắn hạn của các ngân hàng nhỏ chênh lệch rất nhiều so với các ngân hàng có vốn góp của nhà nước lớn.

Các chỉ tiêu còn lại chỉ có chỉ tiêu tính thanh khoản của ngân hàng (LIQUID) là biến động khá mạnh với độ lệch chuẩn là 0.1297, dao động trong mức từ 0.0266 đến 0.8290. Điều này cho thấy tính thanh khoản của các ngân hàng thương mại ở Việt Nam trong giai đoạn 2005 đến 2010 có sự chênh lệch đáng kể. Nguyên nhân là do trong giai đoạn từ 2005 đến 2010 các ngân hàng vì mục tiêu lợi nhuận, chạy đua tăng trưởng tín dụng nên thường bị thiếu thiếu hụt nguồn vốn. Vì vậy, ở các ngân hàng nhỏ chỉ tiêu tiền mặt và các khoản tương đương tiền thường bị cắt giảm để ưu tiên cho việc tăng trưởng tín dụng, điều này đã làm giảm tính thanh khoản của các ngân hàng.

Thống kê mô tả sơ bộ cho thấy một cách tổng quan về số liệu thu thập nhưng chưa thể hiện được nhiều về vấn đề nghiên cứu. Điều này đòi hỏi bài nghiên cứu phải tiến hành các bước phân tích sâu hơn để có thể làm rõ vấn đề cần phải khám phá từ những số liệu thu thập được.

3.4. Kết quả mô hình nghiên cứu

Khi đã thu thập và thiết kế dữ liệu phù hợp với mục tiêu nghiên cứu. Ta tiến hành chạy hồi quy dữ liệu bảng với biến phụ thuộc là tính thanh khoản của ngân hàng (LIQUID) để xem xét sự tác động của các nhân tố đến biến LIQUID.

Bước 1: Đưa các biến đã chọn vào mô hình

Tiến hành đưa tất cả các biến độc lập vào mô hình theo phương pháp Enter, ta được số liệu thể hiện như sau :

LIQUID = 0.700951 - 0.033346TA - 0.141874E/TA - 0.883778ROA - 0.001378TSD/E - 0.140292TL/TD (3.1)

Khi chạy dữ liệu thông qua phần mềm Eview 6.0, phương trình 3.1 có được từ

kết quả của bảng sau :

Bảng 3.2: Kết quả sau khi chạy mô hình

Dependent Variable:

LIQUID

Method: Panel Least Squares
Date: 09/23/13 Time: 13:53
Sample: 2005 2010
Periods included: 6
Cross-sections included: 30
Total panel (unbalanced) observations: 176
Variable	Coefficient	Std. Error	t-Statistic	Prob.
TA	-0.033346	0.016831	-1.981291	0.049171
E/TA	-0.141874	0.070926	-2.000300	0.047060
ROA	-0.883778	1.368082	-0.645998	0.519152
TSD/E	-0.001378	0.001248	-1.103950	0.271175
TL/TD	-0.140292	0.027154	-5.166548	0.000001

C

0.700951	0.136709	5.127341	0.000001
R-squared	0.178008	Mean dependent var		0.269190
Adjusted R-squared	0.153832	S.D. dependent var		0.129721
S.E. of regression	0.119327	Akaike info criterion		-1.380405
Sum squared resid	2.420612	Schwarz criterion		-1.272320
Log likelihood	127.475618	Hannan-Quinn criter.		-1.336566
F-statistic	7.362957	Durbin-Watson stat		1.303522
Prob(F-statistic)	0.000003

(Nguồn : Nghiên cứu của tác giả)

Dựa vào mức ý nghĩa thống kê tại Bảng 3.2 với mức ý nghĩa thống kê 5%, thì có 3 biến có ý nghĩa thống kê là biến quy mô ngân hàng (TA), tỷ lệ giữa vốn chủ sở hữu ngân hàng và tổng tài sản có ngân hàng (E/TA) và tỷ lệ tổng dư nợ cho vay / tổng tiền gửi từ khách hàng (TL/TD), hai biến suất sinh lời trên tổng tài sản ngân hàng (ROA) và tỷ lệ tổng nợ phải trả ngắn hạn / vốn chủ sở hữu ngân hàng (TSD/E) không có ý nghĩa thống kê.

Bước 2: Tiếp tục làm các bước như bước 1, bằng phương pháp loại biến ROA (Vì biến này có giá trị P lớn nhất, không có giá trị thống kê), ta được kết quả như sau:

Bảng 3.3 : Kết quả sau khi chạy mô hình (Loại biến lần 01)

Dependent Variable: LIQUID

Method: Panel Least Squares
Date: 09/23/13 Time: 13:58
Sample: 2005 2010
Periods included: 6
Cross-sections included: 30
Total panel (unbalanced) observations: 176
Variable	Coefficient	Std. Error	t-Statistic	Prob.

TA	-0.0321869	0.016706	-1.926658	0.0556804
E/TA	-0.1491412	0.069909	-2.133365	0.0343209
TSD/E	-0.00115	0.001195	-0.9623	0.3372577
TL/TD	-0.1379331	0.026861	-5.134996	0.000001
C	0.6777747	0.131692	5.146671	0.000001
R-squared	0.1759907	Mean dependent var		0.2691905
Adjusted R-squared	0.1567156	S.D. dependent var		0.1297209
S.E. of regression	0.1191234	Akaike info criterion		-1.389317
Sum squared resid	2.426554	Schwarz criterion		-1.299246
Log likelihood	127.25986	Hannan-Quinn criter.		-1.352784
F-statistic	9.1304798	Durbin-Watson stat		1.2745987
Prob(F-statistic)	0.000001

Bước 3: Tiếp tục làm các bước như bước 1, bằng phương pháp loại biến TSD/E (Vì biến này cũng có giá trị P không có giá trị thống kê), ta được kết quả như sau:

Bảng 3.4 : Kết quả sau khi chạy mô hình (Loại biến lần 02)

Dependent Variable: LIQUID

Method: Panel Least Squares
Date: 09/23/13 Time: 14:00
Sample: 2005 2010
Periods included: 6
Cross-sections included: 30
Total panel (unbalanced) observations: 176
Variable	Coefficient	Std. Error	t-Statistic	Prob.
TA	-0.040553	0.014262	-2.843361	0.005005
E/TA	-0.143345	0.069634	-2.058545	0.041046
TL/TD	-0.142343	0.026462	-5.379153	0.000000
C	0.730190	0.119874	6.091311	0.000000

R-squared	0.171528	Mean dependent var		0.269190
Adjusted R-squared	0.157078	S.D. dependent var		0.129721
S.E. of regression	0.119098	Akaike info criterion		-1.395280
Sum squared resid	2.439695	Schwarz criterion		-1.323223
Log likelihood	126.784599	Hannan-Quinn criter.		-1.366054
F-statistic	11.870405	Durbin-Watson stat		1.258207
Prob(F-statistic)	0.000000

(Nguồn : Nghiên cứu của tác giả)

Bước 4: Để chắc chắn việc loại bỏ 02 biến nêu trên là hoàn toàn phù hợp ta

dụng kiểm định Wald để kiểm tra, ta được kết quả như sau:

Bảng 3.5 : Kết quả chạy kiểm định Wald

Wald Test:

Equation: Untitled
Test Statistic	Value	df	Probability
F-statistic	0.670089	(2, 170)	0.513
Chi-square	1.340179	2	0.5117
Null Hypothesis Summary:
Normalized Restriction (= 0)		Value	Std. Err.
C(3)		-0.88378	1.368082
C(4)		-0.00138	0.001248
Restrictions are linear in coefficients.

Ta thấy Prob(F-statistic)= 0.513 > 0.05 nên 02 biến nêu trên không cần thiết cho mô

hình

Vì vậy, phương trình hồi quy cuối cùng như sau:

LIQUID = 0.730190 - 0.040553TA - 0.143345E/TA - 0.142343 TL/TD (3.2)

Kết quả : Mô hình này được lựa chọn do tất cả các biến đều có ý nghĩa thống

kê ở mức ý nghĩa 5%.

Như vậy mô hình này là mô hình tối ưu trong nghiên cứu này. Ta sẽ tiến hành phân tích và nhận xét mô hình này.

3.5. Kiểm tra các giả định hồi quy

3.5.1. Kiểm tra hiện tượng đa cộng tuyến

Dựa vào kết quả phân tích hồi quy tại bảng 3.4, các biến giải thích trong mô hình đều có ý nghĩa thống kê. Để khẳng định hơn, tác giả tiến hành kiểm định hiện tượng đa cộng tuyến của mô hình.

Bảng 3.6 : Ma trận hệ số tương quan

LIQUID	TA	E/TA	TL/TD
LIQUID	1.000000	-0.000230	-0.166861	-0.353559
TA	-0.000230	1.000000	-0.365059	-0.415153
E/TA	-0.166860	-0.365059	1.000000	0.232398
TL/TD	-0.353559	-0.415153	0.232398	1.000000

(Nguồn : Nghiên cứu của tác giả)

Bảng 3.7: Nhân tử phóng đại phương sai của các biến độc lập (VIF)

VIF
TA	1.330858
E/TA	1.164368
TL/TD	1.219353

Qua kết quả thể hiện ở trên cho thấy không có hiện tượng đa cộng tuyến giữa các biến giải thích. Sau khi tiến hành kiểm tra hiện tượng đa cộng tuyến của các biến giải thích, mô hình nghiên cứu vẫn còn lại 3 biến là: Qui mô ngân hàng, tỷ lệ

giữa vốn chủ sở hữu ngân hàng / tổng tài sản có ngân hàng và tỷ lệ tổng dư nợ cho

vay / tổng tiền gửi từ khách hàng.

3.5.2. Kiểm tra hiện tượng phương sai của sai số thay đổi

Độ chính xác của mô hình hồi qui theo phương pháp bình phương bé nhất phụ thuộc khá nhiều vào giả định phương sai có sai số không đổi. Phương sai của sai số thay đổi sẽ làm cho các ước lượng hệ số hồi qui không chệch nhưng không phải là các ước lượng phù hợp nhất dẫn đến việc kiểm định các giả thuyết xác định chất lượng mô hình bị mất tính hiệu lực.

Ta sử dụng kiểm định White để kiểm định hiện tượng phương sai của sai số thay đổi trong mô hình. Mô hình hồi quy phụ được thể hiện qua bảng 4.7

Bảng 3.8 : Kết quả chạy mô hình hồi quy phụ

Dependent Variable: U4

Method: Panel Least Squares
Date: 10/02/13 Time: 06:46
Sample: 2005 2010
Periods included: 6
Cross-sections included: 30
Total panel (unbalanced) observations: 176
Variable	Coefficient	Std. Error	t-Statistic	Prob.
TA	-0.0936602	0.0785102	-1.192969	0.234584
E/TA	-0.1448575	0.2261066	-0.64066	0.522627
TL/TD	-0.1529719	0.1215841	-1.258157	0.210102
TA^2	0.00404398	0.0048212	0.8387852	0.402796
E/TA^2	0.0032984	0.0826077	0.0399285	0.968198
TL/TD^2	0.00659743	0.0105899	0.6229928	0.534144
TA*E/TA	0.01654626	0.0246848	0.6703005	0.503598
TA*TL/TD	0.01934879	0.0153223	1.262783	0.208438
E/TA*TL/TD	0.01018835	0.0634052	0.1606863	0.872536
C	0.48872031	0.3289538	1.4856806	0.13926
R-squared	0.07239275	Mean dependent var		0.013862
Adjusted R-squared	0.02210079	S.D. dependent var		0.033381
S.E. of regression	0.0330098	Akaike info criterion		-3.928884
Sum squared resid	0.18088139	Schwarz criterion		-3.748743

Log likelihood

355.741821	Hannan-Quinn criter.		-3.85582
F-statistic	1.43944979	Durbin-Watson stat		1.707205
Prob(F-statistic)	0.17500094

Với U4 = Resid^2

(Nguồn : Nghiên cứu của tác giả)

Ta thấy: LM4 = n * R2 (mô hình hồi quy phụ) = 176 * 0.072393 = 12.741124 Chiinv (0.01; 9) = 21.67

LM4 < Chiinv có thể kết luận: mô hình nghiên cứu không có hiện tượng phương sai

của sai số thay đổi.

3.6. Kết quả nghiên cứu và nhận định các nhân tố ảnh hưởng đến tính thanh khoản của các ngân hàng thương mại.

3.6.1. Kết quả nghiên cứu

Sau khi sử dụng phần mềm phân tích Eview 6.0 để chạy các dữ liệu đã thu thập được dựa trên mô hình nghiên cứu đã đưa ra ở chương 2, kết quả nghiên cứu đưa ra mô hình hồi quy với phương trình sau:

LIQUID = 0.730190 - 0.040553TA - 0.143345 E/TA - 0.142343TL/TD (3.3)

Như vậy sau khi đưa ra mô hình bằng phần mềm Eview 6.0 cho thấy tính thanh khoản của ngân hàng bị ảnh hưởng bởi 3 yếu tố là: tỷ lệ tổng dư nợ cho vay / tổng tiền gửi từ khách hàng, tỷ lệ giữa vốn chủ sở hữu ngân hàng / tổng tài sản có ngân hàng, và qui mô ngân hàng.

3.6.2. Giải thích kết quả của các hệ số hồi quy

3.6.2.1. Hệ số hồi quy biến tỷ lệ tổng dư nợ cho vay / tổng tiền gửi từ khách

hàng (TL/TD)

Biến tỷ lệ tổng dư nợ cho vay / tổng tiền gửi từ khách hàng (TL/TD) có mức tương quan - 0.142343 với tính thanh khoản của ngân hàng và có giá trị P xấp xỉ bằng 0. Khi các ngân hàng đặt mục tiêu lợi nhuận lên hàng đầu, ra sức gia tăng dư nợ tín dụng trong khi nguồn vốn huy động vào ngày càng khó khăn và hạn chế thì điều này sẽ làm giảm nguồn vốn để đáp ứng cho nhu cầu thanh khoản của ngân hàng. Hiện tượng này khá phổ biến ở các ngân hàng nhỏ trong giai đoạn từ năm