Biến | Prob > F Durbin-Wu-Hausman test | |
6 | CRISK | 0,0000 |
7 | LOAN | 0,0000 |
8 | DEPTA | 0,0000 |
9 | CONC | 0,0000 |
10 | INFL | 0,0000 |
11 | GDPGR | 0,0000 |
12 | FINDEV1 | 0,0000 |
13 | FINDEV2 | 0,0000 |
14 | RESERVE | 0,0000 |
15 | LAW | 0,0000 |
Có thể bạn quan tâm!
-
Các yếu tố ảnh hưởng đến khả năng sinh lợi của ngân hàng thương mại tại một số nước Đông Nam Á - 4 -
Các yếu tố ảnh hưởng đến khả năng sinh lợi của ngân hàng thương mại tại một số nước Đông Nam Á - 5 -
Các yếu tố ảnh hưởng đến khả năng sinh lợi của ngân hàng thương mại tại một số nước Đông Nam Á - 6 -
Các yếu tố ảnh hưởng đến khả năng sinh lợi của ngân hàng thương mại tại một số nước Đông Nam Á - 8 -
Các yếu tố ảnh hưởng đến khả năng sinh lợi của ngân hàng thương mại tại một số nước Đông Nam Á - 9 -
Các yếu tố ảnh hưởng đến khả năng sinh lợi của ngân hàng thương mại tại một số nước Đông Nam Á - 10
Xem toàn bộ 93 trang tài liệu này.
Nguồn: Tác giả tính toán và tổng hợp từ Phụ lục 5
Căn cứ trên kết quả kiểm định được cho thấy có hiện tượng tương quan giữa các biến độc lập và phần dư trong mô hình hồi quy OLS. Ở mức ý nghĩa 5%, tất cả các biến độc lập như CAP, CAP2, DIV1, CRISK,… đều có hiện tượng nội sinh do Prob < 5% (bác bỏ giả thiết H0).
Như vậy, mô hình hồi quy đã xuất hiện đầy đủ tất cả các hiện tượng bao gồm hiện tượng tự tương quan, hiện tượng phương sai thay đổi, hiện tượng nội sinh. Do đó, tác giả sử dụng mô hình GMM để khắc phục các hiện tượng trên.
4.4. Các yếu tố ảnh hưởng đến khả năng sinh lợi của ngân hàng thương mại tại một số nước Đông Nam Á
4.4.1. Các yếu tố ảnh hưởng đến thu nhập lãi thuần trên tài sản sinh lời bình quân
Thực hiện hồi quy mô hình GMM với biến phụ thuộc là thu nhập lãi thuần trên tài sản sinh lời bình quân (NIM1) với tất cả các mẫu quan sát bao gồm 6 quốc gia trong khu vực Đông Nam Á (dữ liệu bao gồm 98 ngân hàng thương mại với 1024 quan sát), kết quả hồi quy được trình bày trong bảng sau:
Bảng 4.6. Ảnh hưởng của các yếu tố đến tỷ lệ thu nhập lãi thuần trên tài sản sinh lời bình quân của các ngân hàng thương mại tại 6 nước
Hệ số z | Hệ số z | Hệ số z | Hệ số z | |
NIM1(-1) | 0.6053*** 14.15 | 0.6157*** 15.65 | 0.5931*** 12.37 | 0.6131*** 14.63 |
CAP | 0.0961 1.59 | 0.1315** 2.37 | 0.2023*** 3.64 | 0.1945*** 3.59 |
CAP2 | -0.2566 -1.13 | -0.41* -1.94 | -0.6479*** -2.80 | -0.6404*** -3.01 |
DIV1 | 0.0114** 2.24 | 0.0080 1.07 | ||
DIV2 | -0.0082*** -2.74 | -0.0046 -1.28 | ||
SIZE | 0.0001 0.07 | -0.0004*** -3.16 | 0.0004 0.75 | -0.0003*** -3.01 |
CRISK | -0.0448*** -2.84 | -0.0424*** -2.73 | -0.067*** -4.08 | -0.053*** -3.41 |
CONC | -0.0002*** -3.68 | -0.0002*** -3.61 | -0.0002*** -3.40 | -0.0002*** -3.47 |
LOAN | 0.026*** 6.83 | 0.0221*** 4.81 | 0.0174*** 4.67 | 0.0159*** 4.66 |
DEPTA | 0.0029 0.83 | 0.0003 0.06 | 0.0074** 1.98 | 0.0028 0.79 |
INFL | 0.0008*** 3.85 | 0.0006*** 2.74 | 0.0008*** 3.67 | 0.0005** 2.40 |
GDPGR | -0.0002 -0.89 | 0.0001 0.26 | -0.0002 -1.13 | 0.0001 0.42 |
FINDEV1 | 0.0001 1.64 | 0.0001 1.01 | 0.0001* 1.86 | 0.0001 1.25 |
FINDEV2 | -0.0001 -1.07 | -0.0002 -1.41 | ||
RESERVE | 0.0196*** 3.52 | 0.0253*** 6.00 | 0.0185** 2.53 | 0.026*** 6.15 |
LAW | -0.012*** -2.59 | -0.0152*** -6.33 | -0.0097** -2.01 | -0.0143*** -5.90 |
CRISIS | 0.0001 | 0.0001 | 0.0001 | 0.0001* |
Hệ số z 0.58 | Hệ số z 1.36 | Hệ số z 0.72 | Hệ số z 1.67 | |
Hệ số chặn | -0.013 -1.40 | -0.0039 -0.55 | -0.0117 -1.30 | -0.0009 -0.15 |
AR(1) | 0.001 | 0.001 | 0.002 | 0.001 |
AR(2) | 0.003 | 0.008 | 0.001 | 0.01 |
Hansen | 0.596 | 0.639 | 0.477 | 0.63 |
*, ** và *** lần lượt thể hiện mức ý nghĩa thống kê 10%, 5% và 1%.
Nguồn: Tác giả tính toán và tổng hợp từ Phụ lục 6
Kết quả ước lượng GMM có đáng tin cậy để phân tích hay không thì phụ thuộc vào kiểm định Arellano – Bond (AR(2)) và kiểm định Hansen. Dựa vào kết quả bảng trên, luận văn nhận thấy rằng còn p-value của AR(2) nhỏ hơn 10% nghĩa là có hiện tượng tự tương quan bậc 2 (bác bỏ giả thuyết H0), trong khi đó p-value của Hansen lớn hơn mức 10% nghĩa là biến công cụ là ngoại sinh (không thể bác bỏ giả thuyết H0). Do đó kết quả ưóc lượng mô hình nghiên cứu từ phương pháp hồi quy GMM là chỉ có thể tham khảo nhưng không có ý nghĩa thống kê.
Do Việt Nam có nền kinh tế đặc thù so với các 5 nước còn lại thuộc khu vực Đông Nam Á nên tác giả tiến hành tách dữ liệu nghiên cứu và thực hiện hồi quy mô hình GMM với mẫu quan sát như sau:
Ngân hàng thương mại tại 5 nước thuộc khu vực Đông Nam Á không bao gồm Việt Nam (Thái Lan, Indonesia, Malaysia, Philippines, Singapore);
Ngân hàng thương mại tại Việt Nam.
Bảng 4.7. Ảnh hưởng của các yếu tố đến tỷ lệ thu nhập lãi thuần trên tài sản sinh lời bình quân tại 5 nước
Hệ số z | Hệ số z | Hệ số z | Hệ số z | |
NIM1(-1) | 0.6196*** 12.82 | 0.6369*** 12.90 | 0.648*** 11.93 | 0.6457*** 13.13 |
CAP | -0.0194 -0.40 | -0.0555 -1.08 | 0.001 0.01 | -0.0268 -0.41 |
CAP2 | 0.3015* 1.65 | 0.3752* 1.87 | 0.1766 0.77 | 0.2121 0.94 |
DIV1 | 0.0199*** 6.77 | 0.0127*** 3.87 | ||
DIV2 | -0.014*** -3.03 | -0.0096* -1.94 | ||
SIZE | 0.0017*** 3.66 | 0.0006 1.46 | 0.0023*** 3.01 | 0.0011** 2.27 |
CRISK | -0.0206 -1.64 | -0.0241 -1.64 | -0.0282 -1.64 | -0.0275 -1.54 |
CONC | 0.0001 1.41 | 0.0001 0.77 | 0.0001* 1.78 | 0.0001* 1.80 |
LOAN | 0.0389*** 10.54 | 0.0292*** 10.64 | 0.0108*** 2.85 | 0.0118*** 3.17 |
DEPTA | 0.0031 0.96 | -0.0008 -0.32 | 0.0054 1.20 | 0.0005 0.21 |
INFL | -0.0003 -0.75 | -0.0003 -0.77 | -0.0004 -0.70 | -0.0005 -1.06 |
GDPGR | -0.0001 -0.02 | 0.0003** 2.24 | 0.0002 0.69 | 0.0004** 2.57 |
FINDEV1 | -0.0001 -0.38 | -0.0001* -1.69 | -0.0001 -0.22 | -0.0001 -1.38 |
FINDEV2 | -0.0002*** -2.85 | -0.0002 -1.42 | ||
RESERVE | 0.027*** 5.90 | 0.033*** 7.97 | 0.024*** 4.18 | 0.0321*** 8.46 |
LAW | -0.0136*** -3.20 | -0.0193*** -6.32 | -0.016*** -3.73 | -0.0198*** -6.28 |
CRISIS | -0.0001 | 0.0001 | 0.0001 | 0.0001* |
Hệ số z -0.50 | Hệ số z 1.34 | Hệ số z 0.02 | Hệ số z 1.65 | |
Hệ số chặn | -0.0486*** -4.74 | -0.017* -1.86 | -0.0271 -1.48 | -0.0045 -0.38 |
AR(1) | 0.001 | 0.002 | 0.001 | 0.001 |
AR(2) | 0.01 | 0.018 | 0.014 | 0.022 |
Hansen | 0.932 | 0.799 | 0.706 | 0.566 |
*, ** và *** lần lượt thể hiện mức ý nghĩa thống kê 10%, 5% và 1%.
Nguồn: Tác giả tính toán và tổng hợp từ Phụ lục 7
Bảng 4.8. Kết quả ảnh hưởng của các yếu tố đến tỷ lệ thu nhập lãi thuần trên tài sản sinh lời bình quân tại Việt Nam
Hệ số z | Hệ số z | Hệ số z | Hệ số z | |
NIM1(-1) | 0.4071*** 3.84 | 0.4259*** 3.76 | 0.2422*** 2.84 | 0.3636*** 3.66 |
CAP | 0.2412* 1.75 | 0.4259 1.33 | 0.2465** 2.05 | 0.3636* 1.83 |
CAP2 | -0.502 -1.16 | -0.2159 -0.56 | -0.4493 -1.08 | -0.3403 -0.87 |
DIV1 | -0.0022 -0.35 | -0.0034 -0.36 | ||
DIV2 | -0.0084*** -3.38 | -0.0039 -0.85 | ||
SIZE | 0.0012 0.83 | 0.0013 1.33 | 0.0014* 1.89 | 0.0018** 2.18 |
CRISK | 0.4032*** 5.39 | 0.419*** 5.19 | 0.472*** 5.72 | 0.4318*** 4.87 |
CONC | -0.0002*** -2.71 | -0.0004*** -6.86 | -0.0003*** -3.72 | -0.0004*** -5.85 |
LOAN | 0.0096 1.29 | 0.0079 1.17 | 0.0109 1.27 | 0.0102 1.40 |
DEPTA | 0.014** 2.22 | 0.0156*** 2.68 | 0.0139* 1.91 | 0.0131** 2.08 |
INFL | 0.0012*** 4.21 | 0.0015*** 5.13 | 0.0015*** 5.23 | 0.0014*** 4.90 |
Hệ số z | Hệ số z | Hệ số z | Hệ số z | |
GDPGR | -0.0047*** -2.83 | -0.0072*** -4.72 | -0.007*** -3.76 | -0.0068*** -3.60 |
FINDEV1 | 0.001* 1.69 | 0.0024*** 5.75 | 0.0018*** 2.95 | 0.0023*** 4.63 |
FINDEV2 | 0.0004** 2.44 | 0.0004** 2.51 | ||
RESERVE | -0.0421*** -3.34 | -0.0472*** -3.89 | -0.0449*** -3.82 | -0.0485*** -4.15 |
LAW | -0.1034** -2.38 | -0.199*** -5.80 | -0.1625*** -3.64 | -0.1921*** -4.79 |
CRISIS | -0.0001 -0.47 | -0.0001 -0.92 | -0.0001 -0.76 | -0.0001*** -4.79 |
Hệ số chặn | -0.0662 -0.47 | -0.0254 -0.81 | -0.058** -2.00 | -0.0455 -1.57 |
AR(1) | 0.002 | 0.001 | 0.002 | 0.001 |
AR(2) | 0.465 | 0.28 | 0.272 | 0.209 |
Hansen | 0.898 | 0.869 | 0.739 | 0.825 |
*, ** và *** lần lượt thể hiện mức ý nghĩa thống kê 10%, 5% và 1%.
Nguồn: Tác giả tính toán và tổng hợp từ Phụ lục 8
Theo kết quả hồi quy được trình bày trong hai bảng trên cho thấy chỉ có kết quả ảnh hưởng của các yếu tố đến tỷ lệ thu nhập lãi thuần trên tài sản sinh lời bình quân của các ngân hàng thương mại có ý nghĩa tại Việt Nam (p-value của AR(2) và Hansen đều lớn hơn mức 10%). Trong khi đó, kết quả hồi quy với mẫu là 5 nước: Thái Lan, Indonesia, Malaysia, Philippines và Singapore thì có kết quả tương tự với mẫu 6 nước là không có ý nghĩa thống kê. Do đó, tác giả sẽ thực hiện thảo luận với kết quả thu được trên mẫu tại Việt Nam.
Đầu tiên, giá trị hệ số hồi quy của biến trễ của biến phụ thuộc NIM(-1) là dương và có ý nghĩa thống kê trong cả 04 phương trình hồi quy ở mức ý nghĩa 1%. Kết quả này cho thấy rằng các ngân hàng thương mại có thu nhập lãi thuần càng cao ở năm trước thì trong hiện tại thu nhập lãi thuần sẽ được gia tăng. Kết quả nghiên cứu này tương đồng với nghiên cứu của Saona (2016).
Tiếp theo, với hệ số hồi quy dương của biến CAP và hệ số hồi quy âm của biến CAP2 thì có thể thấy rằng mối quan hệ giữa vốn chủ sở hữu và khả năng sinh lợi của các ngân hàng trong mẫu nghiên cứu là mối quan hệ chữ U ngược. Điều này cho thấy rằng vốn chủ sở hữu gia tăng sẽ làm cho các ngân hàng thương mại cải thiện khả năng sinh lợi, tuy nhiên khi tăng qua một mức độ vốn chủ sở hữu nhất định, sự gia tăng trong vốn chủ sở hữu sẽ làm giảm thu nhập lãi thuần cũng như khả năng sinh lợi của các ngân hàng thương mại. Theo kết quả nghiên cứu phân tích được, để khả năng sinh lợi của Ngân hang thương mại đạt cao nhất với các yếu tố khác không đổi thì tỷ lệ vốn chủ sở hữu/tổng tài sản ở mức khoảng 22%. Kết quả về mối quan hệ chữ U ngược này phù hợp với lý thuyết đánh đổi tương tự với kỳ vọng ban đầu của luận văn cũng như kết quả nghiên cứu của Sauders và Schumacher (2000), Saona (2016) đã tìm thấy trong nghiên cứu của tác giả. Có thể giải thích kết quả này như là, theo giả thuyết tín hiệu cho rằng các nhà quản lý ngân hàng sẽ sẵn lòng truyền tải thông tin của ngân hàng về triển vọng tăng trưởng trong tương lai và khả năng sinh lợi cho các đối tượng bên ngoài cũng như thị trường. Kết quả là các ngân hàng thương mại có sự cải thiện hiệu quả hoạt động trong tương lai thì thường sẽ có tỷ lệ vốn chủ sở hữu cao. Tuy nhiên, việc tiếp tục gia tăng tỷ lệ vốn chủ sở hữu cho thấy ngân hàng đang hoạt động rất thận trọng và bỏ qua các cơ hội tăng trưởng trong tương lai (Berger, 1995; Saona, 2011), và càng cho thấy rằng chi phí sử dụng vốn của ngân hàng đang càng cao. Cùng quan điểm này, theo giả thuyết chi phí đại diện (Jensen, 1986; Jensen và Meckling, 1976), một tỷ lệ đòn bẩy cao (hay nói cách khác tỷ lệ vốn chủ sở hữu thấp) sẽ có thể làm giảm chi phí đại diện của các cổ đông và các nhà quản trị của ngân hàng thương mại và gia tăng giá trị doanh nghiệp bởi tỷ lệ đòn bẩy cao sẽ khuyến khích các nhà quản trị hành động theo lợi ích của các cổ đông và từ đó sẽ cỉa thiện được hiệu quả hoạt đọng hơn. Tuy nhiên, khi tỷ lệ vốn chủ sở hữu gia tăng, các ngân hàng sẽ không thể tận dụng được ưu điểm của nợ để trài trợ cho các dự án đầu tư trong tương lai và do đó giá trị công ty sẽ giảm.
Mức độ đa dạng hóa của ngân hàng thương mại được đại diện bởi DIV1 và DIV2 cho thấy rằng chiến lược đa dạng hóa thu nhập của ngân hàng thể hiện tác động
ngược chiều đến thu nhập lãi thuần. Kết quả này cho thấy rằng các ngân hàng thương mại càng đẩy mạnh chiến lược đa dạng hóa thu nhập ngoài lãi bằng cách đẩy mạnh các hoạt động kinh doanh phi truyền thống, thì sẽ càng làm giảm thu nhập lãi thuần của ngân hàng. Kết quả này tương tự với bằng chứng nghiên cứu được phát hiện bởi Saona (2016) và có thể được giải thích kết quà này bởi thu nhập ngoài lãi của ngân hàng thương mại chiếm tỷ trọng cao trong tổng thu nhập hoạt động của ngân hàng ngụ ý rằng ngân hàng đang tập trung đẩy mạnh các hoạt động này, cho nên sẽ làm giảm thu nhập lãi thuần (do không được ngân hàng đẩy mạnh). Nói cách khác, thu nhập lãi thuần sẽ giảm tương đối hơn so với thu nhập ngoài lãi trong tổng thu nhập hoạt động của các ngân hàng thương mại cổ phần trong mẫu nghiên cứu.
Quy mô ngân hàng thương mại (SIZE) cho thấy ảnh hưởng cùng chiều đến thu nhập lãi thuần của các ngân hàng thương mại. Kết quả này cho thấy rằng các ngân hàng thương mại càng có quy mô càng lớn sẽ có thể có phạm vi hoạt động lớn và do đó sẽ có thể có rủi ro hoạt động cao hơn cho nên đề bù đắp rủi ro này các ngân hàng sẽ có thể gia tăng lãi suất cho vay và kết quả là sẽ có thể có được thu nhập lãi thuần cao hơn với các ngân hàng có quy mô nhỏ. Phát hiện này tương tự với bằng chứng thực nghiệm được tìm thấy bởi Demirguc – Kunt và các cộng sự (2004), Maudos và Solis (2009), Saona (2016).
Rủi ro tín dụng (CRISK) cũng có tác động tương tự như tác động của quy mô ngân hàng thương mại đến thu nhập lãi thuần của các ngân hàng ở mức ý nghĩa 1%. Điều này cho thấy rằng các ngân hàng có rủi ro tín dụng càng cao thì sẽ càng có thu nhập lãi thuần cũng như khả năng sinh lợi càng cao. Kết quả này tương tự với các phát hiện trước đây như của Almeida và Divino (2015), Saona (2016) và có thể được giải thích như là các nhà quản trị của ngân hàng sẽ yêu cầu gia tăng lãi suất cho vay đối với các khoản vay có rủi ro cao cũng như là một phần bù đắp cho rủi ro tín dụng mà ngân hàng đang gánh chịu, kết quả là thu nhập lãi thuần của các ngân hàng này sẽ cao hơn (Figlewski và các cộng sự, 2012; Lin và các cộng sự, 2012).
Mức độ tập trung ngành ngân hàng thương mại (CONC) lại cho thấy mối