Kiểm Định Hiện Tượng Phương Sai Thay Đổi Phần Dư Trên Dữ Liệu Bảng

và tự tương quan của phần dư trên dữ liệu bảng. Kết quả kiểm định sẽ cho biết mô hình sau khi được lựa chọn liệu có hiệu quả trong ước lượng định lượng và có đáng tin cậy trong kiểm định hệ số hay không. Nếu mô hình có khiếm khuyết thì phương pháp ước lượng GMM của Bond (1991) sẽ được sử dụng nhắm đảm bảo độ tin cậy cho kết quả ước lượng, khắc phục các khiếm khuyết định lượng đảm bảo tính chất BLUE của ước lượng.

4.4.1. Kiểm định hiện tượng phương sai thay đổi phần dư trên dữ liệu bảng

Tác giả sử dụng phương pháp kiểm định Greene (2000) với giả thuyết như sau:

Giả thuyết 0: Mô hình không có hiện tượng phương sai thay đổi

Giả thuyết: Mô hình có hiện tượng phương sai thay đổi

Bảng 4.7: Kết quả kiểm tra phương sai thay đổi của 2 mô hình

Chi bình phương (χ2)

P-value
1113.38	0.0000

Có thể bạn quan tâm!

Xem toàn bộ 86 trang tài liệu này.

(Nguồn: Tổng hợp từ Stata 13 – Phụ lục 5)

Dựa vào bảng 4.7, kết quả kiểm định cho thấy p-value < 0,05 nên bác bỏ giả thuyết 0 với mức ý nghĩa 5%. Hiện tượng phương sai thay đổi có thể tác động đến tính hiệu quả của ước lượng mô hình, làm mất đi độ tin cậy của kiểm định hệ số.

Kết luận: Mô hình có hiện tượng phương sai thay đổi với mức ý nghĩa 5%.

4.4.2. Kiểm định hiện tượng tự tương quan phần dư trên dữ liệu bảng

Tác giả sử dụng phương pháp Wooldridge (2002) và Drukker (2003) với giả thuyết như sau:

Giả thuyết 0: Mô hình không có hiện tượng tự tương quan bậc 1

Giả thuyết: Mô hình có hiện tượng tự tương quan bậc 1

Bảng 4.8: Kết quả kiểm tra tự tương quan 2 mô hình

Chi bình phương (χ2)

P-value
17.234	0.0005

(Nguồn: Tổng hợp từ Stata 13 – Phụ lục 6)

Giá trị p-value < 0,05 tại bảng 4.8 nên bác bỏ giả thuyết 0 với mức ý nghĩa 5%. Hiện tượng tự tương quan cũng tác động đến hiệu quả ước lượng mô hình, làm mất đi độ tin cậy kiểm định hệ số của hàm ước lượng hồi quy tuyến tính.

Kết luận: Mô hình có hiện tượng tự tương quan bậc 1 với mức ý nghĩa 5%.

4.5. Kết quả hồi quy

Mô hình được tác giả sử dụng đều tồn tại hiện tượng phương sai thay đổi và tự tương quan của phần dư trên dữ liệu bảng. Do đó, tác giả sẽ sử dụng thêm phương pháp hồi quy GMM để so sánh và đối chiếu. Bởi phương pháp GMM kiểm soát được các khiếm khuyết và nội sinh trong mô hình nên đây là phương pháp tin cậy đóng góp bằng chứng thực nghiệm.

Bảng 4.9: Kết quả hồi quy mô hình

Pooled OLS	FEM	REM	GMM
	(1)	(2)	(3)	(4)
	LIQ	LIQ	LIQ	LIQ
LLR	-0.329*	-0.0637	-0.147	-0.129
	(-1.78)	(-0.34)	(-0.79)	(-0.22)
SIZE	-1.330***	2.165***	-0.652	-2.705**
	(-3.85)	(3.08)	(-1.50)	(-2.24)
LDR	0.771***	0.799***	0.783***	0.875***
	(47.70)	(37.18)	(41.31)	(20.35)
CAP	-0.534***	-0.335***	-0.467***	-1.070***
	(-4.96)	(-3.16)	(-4.40)	(-3.29)

ROA

0.701	-0.209	0.190	0.938
	(1.31)	(-0.39)	(0.35)	(1.21)
INF	-0.375***	-0.202***	-0.319***	-0.267***
	(-7.79)	(-4.25)	(-7.10)	(-3.58)
GDP	0.152	-0.0299	0.177	0.314
	(0.39)	(-0.09)	(0.51)	(0.63)
_CONS	53.94***	-62.27***	30.30**	95.04**
	(4.43)	(-2.67)	(2.04)	(2.30)
AR (1)				0.07
AR (2)				0.503
HANSEN				0.999

*, **, *** tương ứng với mức ý nghĩa 10%, 5% và 1%

(Nguồn: Tổng hợp từ Stata 13 – Phụ lục 7)

Mô hình hồi quy GMM trong bảng 4.9 cho giá trị p-value của Hansen > 0,01 nên chấp nhận giả thiết H0 của kiểm định Hansen, tức số biến công cụ được hồi quy trong mô hình là đầy đủ và có độ tin cậy cao. Ngoài ra, chỉ số p-value của AR (1) < 0,1 và p-value của kiểm định AR (2) cũng có giá trị > 0,1 là giá trị hợp lệ để chứng tỏ sự ph hợp giả định Arellano Bond (1991) về điều kiện sai số mô hình GMM.

Kết quả thực nghiệm từ mô hình cho thấy các yếu tố quy mô SIZE, tỷ lệ vốn chủ sở hữu CAP và lạm phát INF có tác động ngược chiều tới thanh khoản với ý nghĩa cao 1% (trừ quy mô 5%). Tỷ lệ cho vay trên huy động LDR có tác động tích cực tới thanh khoản với mức ý nghĩa cao 1%. Ngoài ra, nghiên cứu chưa tìm thấy mối liên hệ giữa tỷ lệ dự phòng rủi ro tín dụng LLR, tỷ lệ lợi nhuận trên tài sản ROA và tăng trưởng kinh tế GDP với thanh khoản. Các kết quả mô hình Pooled, FEM và REM có sự tương đồng trong hầu hết các biến với kết quả GMM thể hiện sự tin cậy đồng nhất các phương pháp trong trả lời câu hỏi nghiên cứu. Kết quả của phương pháp GMM được sự dụng làm kết luận vì sự tin cậy trong tính vững và hiệu quả khi kiểm soát các khiếm khuyết và nội sinh.

4.6. Thảo luận kết quả nghiên cứu

4.6.1. Yếu tố quy mô ngân hàng

: Tồn tại mối quan hệ đồng biến giữa quy mô ngân hàng và thanh khoản.

Kết quả thực nghiệm tại các NHTMCP Việt Nam trong năm 2010 – 2017 bác bỏ giả thiết. Nghĩa là các ngân hàng càng mở rộng quy mô thì thanh khoản càng giảm.

Điều này đi ngược lại với lý thuyết tín hiệu – khi ngân hàng mở rộng quy mô sẽ đem lại tín hiệu tích cực cho ngân hàng, tạo động lực cho ngân hàng mở rộng huy động từ nhiều nguồn vốn khác nhau làm tăng thanh khoản cho ngân hàng. Nhưng lại hoàn toàn ph hợp với hầu hết các nghiên cứu thực nghiệm trên thế giới như Bunda & Desquilbet (2008), B i Nguyên Khá (2016), Vodová (2013). Nguyên nhân cho mối quan hệ nghịch biến có thể là do tốc độ tăng trưởng của tổng tài sản của ngân hàng không bắt kịp tốc độ huy động vốn, ngân hàng chủ yếu đầu tư vào các tài sản thanh khoản nhằm tăng lợi nhuận chứ không tập trung vào mục đích tăng thanh khoản. Nguyên nhân thứ hai đến từ các ngân hàng có nhận định too big to fail (các ngân hàng có quy mô lớn, đặc biệt nhận đảm bảo, hỗ trợ mạnh mẽ từ Chính phủ trong các tình huống tồi tệ). Các ngân hàng này luôn mang tư tưởng nếu ngân hàng họ sụp đổ sẽ kéo theo sự sụp đổ dây chuyền cho ngành ngân hàng nói riêng và toàn nền kinh tế nói chung, cho nên Chính phủ sẽ luôn đứng ra bảo trợ tránh việc phá sản xảy ra với các ngân hàng này. Từ nhận định này, các ngân hàng sẽ tận dụng quy mô lớn của mình để giảm phần dự trữ các tài sản thanh khoản để mạnh dạn đầu tư vào các tài sản có tính rủi ro cao nhưng lại đem lại lợi nhuận cao tương ứng về cho ngân hàng. Điều này có thể gây tổn hại đến hoạt động ngân hàng, làm giảm thanh khoản. Trên thực tế tại Việt Nam trong giai đoạn nghiên cứu vẫn chưa ban hành luật phá sản ngân hàng mà chỉ mới được Quốc hội thông qua vào ngày 20/11/2017 và bắt đầu có hiệu lực từ ngày 15/01/2018, cho nên vẫn còn tư tưởng với sự trợ giúp của người cho vay cuối cùng hỗ trỡ thanh khoản khi khẩn cấp. Tuy nhiên theo Chang và Velasco (2000) thì số lượng người cho vay cuối cùng là

hữu hạn. Nếu tư tưởng này vượt quá giới hạn của nó, có thể dẫn đến sụp đổ dây chuyền của ngành ngân hàng mà không ai có thể viện trợ trong trường hợp này.

4.6.2. Yếu tố tỷ lệ vốn chủ sở hữu

: Tồn tại mối quan hệ đồng biến giữa tỷ lệ vốn chủ sở hữu và thanh khoản.

Kết quả thực nghiệm tại các NHTMCP Việt Nam trong năm 2010 – 2017 bác bỏ giả thiết. Nghĩa là tỷ lệ vốn chủ sở hữu càng cao thì thanh khoản càng giảm.

Kết quả này khá nghịch lý và cũng đi ngược hầu hết các kết quả của các nghiên cứu thực nghiệm trước đây. Tuy nhiên tại nghiên cứu của Trương Quang Thông (2013) cũng cho ra c ng một kết quả với mẫu nghiên cứu là các NHTM Việt Nam từ năm 2002 – 2011. Do đó, mối quan hệ nghịch lý này có thể nguyên nhân đến từ đặc tính kinh tế cũng như hoạt động ngành ngân hàng tại Việt Nam. Bởi trên thực tế dữ liệu thu thập được tại Việt Nam thì tỷ lệ VCSH và thanh khoản bình quân của 20 ngân hàng có sự biến động đúng với kết quả hồi quy khi mà hai biến này có xu hướng dao động ngược với nhau (biểu đồ 4.3).

Việc Chính phủ yêu cầu tăng vốn điều lệ liên tục để nâng cao hiệu quả hoạt động của ngành ngân hàng (vốn tối thiểu theo thông tư 13/2010-TT/NHNN là 3.000 tỷ đồng) đang dần trở thành một áp lực, đặc biệt với các ngân hàng có quy mô nhỏ. Và áp lực đó ngày càng tăng kể cả với các ngân hàng lớn khi mà NHNN đã có chỉ định cho 10 ngân hàng thí điểm phương pháp quản trị vốn và rủi ro theo Basel II từ tháng 2/2016, tức các ngân hàng buộc phải tăng vốn tự có để đảm bảo tỷ lệ CAR theo Basel II. Với những ngân hàng nhỏ thì việc tăng VCSH không phải là điều đơn giản nhưng để không bị phá sản, sát nhập và tăng cường tính cạnh tranh thì các ngân hàng có thể quyết định tăng vốn bằng mọi cách, kể cả tăng trưởng nóng tín dụng bởi tín dụng là hoạt động đem lại nguồn thu chủ yếu cho ngân hàng. Áp lực tăng trưởng tín dụng nóng sẽ làm cho các khoản vay giảm đi chất lượng và có thể dẫn đến nợ xấu, tuy đảm bảo hệ số an toàn vốn nhưng lại gây ra căng thẳng về thanh khoản.

4.6.3. Yếu tố lợi nhuận trên tài sản

: Tồn tại mối quan hệ nghịch biến giữa tỷ lệ lợi nhuận trên tài sản và thanh khoản.

Kết quả hồi quy tại các NHTMCP Việt Nam trong năm 2010 – 2017 không tìm thấy mối liên hệ nào giữa yếu tố lợi nhuận trên tài sản với thanh khoản. Như vậy tại Việt Nam trong giai đoạn nghiên cứu, chưa có xu hướng c ng chiều hay ngược chiều rõ rệt trong mối quan hệ giữa tỷ lệ lợi nhuận trên tài sản với thanh khoản.

Các nghiên cứu trước đây, tác giả Akhtar và cộng sự (2011) cho rằng có mối quan hệ nghịch biến giữa ROA với thanh khoản. Trong khi nghiên cứu của Lartey và cộng sự (2013) lại đưa ra nhận định có mối quan hệ đồng biến giữa thanh khoản và lợi nhuận, d cho mối quan hệ này cực yếu. Có thể hai xu hướng tác động này c ng tồn tại trong thị trường ngân hàng Việt Nam và chưa có xu hướng nào chiếm đa số đến độ tin cậy 90% hoặc không có mối tác động nào giữa lợi nhuận trên tổng tài sản ảnh hưởng đến thanh khoản.

4.6.4. Yếu tố tỷ lệ cho vay trên huy động

: Tồn tại mối quan hệ nghịch biến tỷ lệ cho vay trên huy động và thanh khoản.

Kết quả thực nghiệm tại các NHTMCP Việt Nam trong năm 2010 – 2017 bác bỏ giả thiết. Nghĩa là các tỷ lệ cho vay trên huy động càng cao thì thanh khoản càng cao. Tăng trưởng tín dụng sẽ làm tăng tài sản ít thanh khoản, tức làm giảm thanh khoản (Valla và cộng sự, 2006). Hầu hết các nghiên cứu trước đây đều ủng hộ cho quan điểm rằng tỷ lệ cho vay trên huy động tỷ lệ nghịch với thanh khoản. Thế nhưng với nghiên cứu này, kết quả thực nghiệm lại cho ra một mối quan hệ đi ngược lại với lý thuyết cơ sở.

Nguyên nhân lý giải cho mối quan hệ này như sau: Thứ nhất tỷ lệ cho vay trên huy động của hầu hết các ngân hàng trong nghiên cứu đều đảm bảo theo quy định Thông tư 13, tức dưới 80%, đảm bảo an toàn thanh khoản nguồn vốn cho ngân hàng. Bên cạnh đó, theo Ủy ban Giám sát tài chính quốc gia, tính đến ngày

20/6/2017 thì chênh lệch giữa tốc độ tăng trưởng tín dụng và huy động đang nới rộng ra lên tới 1,65%, có thể nói tăng trưởng tín dụng trong giai đoạn này khá mạnh, vượt mặt và chiếm tỷ trọng hơn một nửa huy động (năm 2017 cho vay chiếm 68,69% huy động). Nhưng việc các ngân hàng đang hạn chế sử dụng vốn huy động ngắn hạn cho vay trung, dài hạn; ngược lại tăng trưởng tín dụng ngắn hạn với duy trì được các khoản huy động dài hạn làm cho áp lực chi trả dễ chịu hơn, từ đó thanh khoản sẽ cao hơn. Cụ thể như ngân hàng BIDV năm 2017 tỷ lệ vốn ngắn hạn cho vay trung dài hạn là 35,5% (giảm 7,55%) so với năm 2016 với 43,05%. Dữ liệu các ngân hàng nghiên cứu trong giai đoạn thu thập cho tương quan đơn giữa tỷ lệ cho vay trên huy động và thanh khoản tương quan dương đến 96%. Thực trạng giai đoạn nghiên cứu tại Việt Nam, trong thời kỳ cỡ mẫu nghiên cứu là thời kỳ nợ xấu cao trong hệ thống ngân hàng, ngân hàng phải tăng dự phòng thanh khoản. Với tình trạng nợ xấu cao, tức là những doanh nghiệp tốt đã vay rồi, những doanh nghiệp còn lại đa phần không đáp ứng được điều kiện cho vay không có tài sản đảm bảo, hay nói cách khác tình trạng doanh nghiệp thừa tiền không có người cho vay. Những ngân hàng có tỷ lệ cho vay trên huy động ở mức cao, dự phòng thanh khoản cao do nợ xấu, thêm nữa lại không thể cho vay tiếp do thực trạng không tồn tại doanh nghiệp tốt cho vay, dẫn tới dư thừa thanh khoản.

4.6.5. Yếu tố tỷ lệ dự phòng rủi ro tín dụng

: Tồn tại mối quan hệ nghịch biến giữa tỷ lệ dự phòng rủi ro tín dụng và thanh khoản.

Kết quả hồi quy tại các NHTMCP Việt Nam trong năm 2010 – 2017 chưa tìm thấy mối liên hệ nào giữa tỷ lệ dự phòng rủi ro tín dụng với thanh khoản.

Nghiên cứu trước của Lucchetta (2007), Vong và Chan (2009) thực nghiệm cho thấy nghịch biến giữa tỷ lệ trích lập dự phòng rủi ro với thanh khoản của ngân hàng. Trong khi đó, tác giả Trương Quang Thông (2013) nghiên cứu về rủi ro thanh khoản đưa ra kết quả tỷ lệ dự phòng rủi ro không ảnh hưởng đến rủi ro thanh khoản.

Đến nghiên cứu Vũ Thị Hồng (2015) thì tìm ra mối liên hệ đồng biến giữa tỷ lệ dự phòng rủi ro tín dụng nhưng lại không có ý nghĩa thống kê.

Có thể với tỷ lệ dự phòng rủi ro tác động đến thanh khoản sẽ có những diễn biến khác nhau t y vào điều kiện kinh tế từng quốc gia nghiên cứu, cách thức hoạt động của ngân hàng hay thậm chí do giai đoạn nghiên cứu khác nhau. Trên thực tế, tại Việt Nam theo nhận định của Ủy ban Kinh tế Quốc hội công bố tại báo cáo kinh tế vĩ mô năm 2012 thì các ngân hàng chưa thực sự trích lập dự phòng đầy đủ nên trong báo cáo tài chính luôn đưa ra các con số lãi cao từ chênh lệch lãi suất cho vay và huy động, bất chấp tăng trưởng tín dụng thấp. Một cách thức để các tổ chức tín dụng tác động vào trích lập dự phòng, đó là chuyển nhóm nợ, từ nhóm nợ cao xuống nhóm nợ thấp để giảm tỷ lệ trích lập. Điều này sẽ làm tác động đến rủi ro tín dụng và do đó chưa tìm thấy tác động đến rủi ro thanh khoản do hai rủi ro này không có mối liên hệ gì với nhau (Võ Xuân Vinh, 2016).

4.6.6. Yếu tố tỷ lệ tăng trưởng kinh tế

: Tồn tại mối quan hệ nghịch biến giữa tăng trưởng kinh tế và thanh khoản.

Kết quả hồi quy tại các NHTMCP Việt Nam trong năm 2010 – 2017 chưa tìm thấy mối liên hệ nào giữa tỷ lệ dự phòng rủi ro tín dụng với thanh khoản. Tất cả các nghiên cứu trước đây đều cho ra kết quả nghịch biến giữa thanh khoản và tăng trưởng kinh tế (Vodová, 2011; Valla và cộng sự, 2006; Aspachs và cộng sự, 2005; Shen và cộng sự, 2009). Trong khi nghiên cứu của Trương Quang Thông (2013) lại tìm ra được hai xu hướng: tăng trưởng kinh tế cao hơn năm hiện hành sẽ làm giảm rủi ro thanh khoản, trong khi so với năm trước nếu tăng trưởng kinh tế cao hơn sẽ làm gia tăng rủi ro thanh khoản. Hai xu hướng có thể c ng tác động đến thanh khoản tại thị trường ngân hàng Việ Nam và chưa có xu hướng nào chiếm đa số đến độ tin cậy 90% hoặc không có mối tác động nào giữa tăng trưởng kinh tế ảnh hưởng đến thanh khoản.

Xem toàn bộ nội dung bài viết ᛨ