GDP – tốc độ tăng trưởng kinh tế có giá trị trung bình là 9.53%, độ lệch chuẩn 3.68% với giá trị nhỏ nhất 3.97% vào năm 2015 và giá trị lớn nhất 16.91% vào năm 2011.
INF – tỷ lệ lạm phát có giá trị giá trị trung bình là 6.62%, độ lệch chuẩn 4.74% với giá trị nhỏ nhất 0.88% vào năm 2015 và giá trị lớn nhất 18.68% vào năm 2011.
4.2.2 Ma trận tương quan
Bảng 4.2 Ma trận tương quan giữa các biến
ROA | ROE | SIZE | LOAN | CAPITAL | DEPOSIT | GDP | INF | |
ROA | 1 | |||||||
ROE | 0.7399 | 1 | ||||||
SIZE | -0.1081 | 0.3683 | 1 | |||||
LOAN | 0.1045 | 0.0825 | 0.1211 | 1 | ||||
CAPITAL | 0.3316 | -0.2159 | -0.6347 | 0.0393 | 1 | |||
DEPOSITS | -0.2691 | -0.1055 | 0.3633 | 0.4920 | -0.3452 | 1 | ||
GDP | 0.2298 | 0.1563 | -0.0728 | -0.2574 | 0.1050 | -0.4043 | 1 | |
INF | 0.3283 | 0.2267 | -0.3152 | -0.3152 | 0.1974 | -0.5518 | 0.8516 | 1 |
Có thể bạn quan tâm!
-
Tổng Quan Lý Thuyết Về Các Yếu Tố Ảnh Hưởng Đến Tỷ Suất Sinh Lợi Của Ngân Hàng Thương Mại -
Lược Khảo Các Nghiên Cứu Thực Nghiệm Liên Quan Đến Tỷ Suất Sinh Lợi Của Ngân Hàng -
Tóm Tắt Cách Tính Các Biến Và Sự Kỳ Vọng Dấu Của Các Biến Trong Mô Hình -
Kết Quả Kiểm Định Phương Sai Thay Đổi (Biến Phụ Thuộc Là Roe) -
Thể Hiện Tương Quan Giữa Dư Nợ Cho Vay Của Các Ngân Hàng Được Đo Lường Bởi Tỷ Lệ Giữa Cho Vay Trên Tổng Tài Sản Với Roa Và Roe Trung Bình -
Hạn Chế Của Bài Nghiên Cứu Và Gợi Ý Hướng Nghiên Cứu
Xem toàn bộ 96 trang tài liệu này.
Nguồn: Tổng hợp từ kết quả nghiên cứu của tác giả Bảng 4.2 trình bày ma trận tương quan giữa các biến. Nhìn chung không có tương quan cao giữa các biến và đa số có ý nghĩa thống kê ở mức ý nghĩa 10% (Phụ lục 4: Ma trận tương quan). Biến ROA và ROE có tương quan với nhau khá cao (73.99%) có ý nghĩa thống kê ở mức ý nghĩa 1%, bởi hai biến này là đại diện cho tỷ
suất sinh lợi của NHTM Việt Nam.
4.2.3 Kết quả nghiên cứu
4.2.3.1 Kết quả mô hình nghiên cứu đối với ROA
Phương trình hồi quy:
ROAit= β0 + β1SIZEit + β2LOANit+β3CAPITALit+ β4DEPOSITSit+ β5GDPit + β6 INFit+ εit
Bảng 4.3 trình bày kết quả ước lượng từ mô hình với ba phương pháp hồi quy là Pooled OLS, Fixed effects và Random effects, trong đó ROA là biến phụ thuộc.
Bảng 4.3 Kết quả hồi quy của các yếu tố tác động đến tỷ suất sinh lợi NHTM Việt Nam được đại diện bởi ROA
Phương pháp FEM | Phương pháp REM | ||
Biến độc lập | Hệ số hồi quy | Hệ số hồi quy | Hệ số hồi quy |
β0 | -0.0326265** (0.014) | -0.0159747 (0.554) | -0.0251209 (0.159) |
SIZE | 0.0011045* (0.007) | 0.0008173 (0.331) | 0.0010338*** (0.061) |
LOAN | 0.0124634* (0.000) | 0.018251* (0.000) | 0.0164156* (0.000) |
CAPITAL | 0.034766* (0.000) | 0.0243086* (0.003) | 0.0278899* (0.000) |
DEPOSITS | -0.0098115** (0.014) | -0.0242096* (0.000) | -0.01988* (0.000) |
GDP | -0.0246088 (0.194) | -0.0142209 (0.418) | -0.0185898 (0.263) |
INF | 0.0539969* (0.001) | 0.0319249** (0.047) | 0.0398278* (0.007) |
R-squared | 0.2605 | ||
Adjusted R-squared | 0.2422 | ||
F-statistic | 14.27 | ||
Prob(F-statistic) | 0.0000 |
*, **, *** lần lượt là các kí hiệu có ý nghĩa tại các mức ý nghĩa 1%, 5% và 10%.
Nguồn: Tổng hợp từ kết quả nghiên cứu của tác giả
Hình 4.1 Kết quả kiểm định hausman (biến phụ thuộc là ROA)
. hausman fem rem
---- Coefficients ----
(b) fem | (B) rem | (b-B) Difference | sqrt(diag(V_b-V_B)) S.E. | |
size | .0008173 | .0010338 | -.0002165 | .0006322 |
loan | .018251 | .0164156 | .0018354 | .001698 |
capital | .0243086 | .0278899 | -.0035813 | .0022241 |
deposit | -.0242096 | -.01988 | -.0043296 | .0011552 |
gdp | -.0142209 | -.0185898 | .0043688 | .005527 |
inf | .0319249 | .0398278 | -.0079029 | .0063665 |
b = consistent under Ho and Ha; obtained from xtreg
B = inconsistent under Ha, efficient under Ho; obtained from xtreg Test: Ho: difference in coefficients not systematic
chi2(6) = (b-B)'[(V_b-V_B)^(-1)](b-B)
= 15.34
Prob>chi2 = 0.0178
(V_b-V_B is not positive definite)
Nguồn: Chiết xuất từ kết quả nghiên cứu của tác giả
Nhìn vào hình 4.1, có thể thấy p_value < α, bác bỏ giả thuyết H0, mô hình Fix effects là phù hợp.
Sau khi so sánh ba mô hình, tác giả chọn mô hình Fixed effects. Tuy nhiên, nếu mô hình này có hiện tượng tự tương quan và phương sai sai số thay đổi thì đây chưa phải là mô hình ước lượng đáng tin cậy mà phải khắc phục các hiện tượng này nhằm đảm bảo ước lượng thu được vững và hiệu quả.
Thực hiện kiểm tra các khuyết tật của mô hình:
- Kiểm tra tính đa cộng tuyến:
Xét giả thuyết H0: không có hiện tượng đa cộng tuyến
H1: có hiện tượng đa cộng tuyến
Hình 4.2 Kết quả kiểm định tính đa cộng tuyến
. vif
VIF | 1/VIF | |
Inf | 4.54 | 0.220274 |
Gdp | 3.81 | 0.262719 |
Deposit | 2.03 | 0.493188 |
Capital | 1.85 | 0.540618 |
Size | 1.79 | 0.559465 |
Loan | 1.43 | 0.697455 |
Mean VIF | 2.57 | |
Nguồn: Chiết xuất từ kết quả nghiên cứu của tác giả Nhìn vào hình 4.2, có thể thấy tất cả các giá trị của vif đều nhỏ hơn 10 nên không có hiện tượng đa cộng tuyến.
- Kiểm tra phương sai thay đổi:
Xét giả thuyết H0: Phương sai không đổi
H1: Phương sai thay đổi
Hình 4.3 Kết quả kiểm định phương sai thay đổi (biến phụ thuộc là ROA)
. xttest3
Modified Wald test for groupwise heteroskedasticity in fixed effect regression model
H0: sigma (i) ^ 2 = sigma^2 for all i chi2 (25) = 608.69
Prob>chi2 = 0.0000
Nguồn: Chiết xuất từ kết quả nghiên cứu của tác giả Nhìn vào hình 4.3, có thể thấy p_value < α nên bác bỏ giả thuyết H0 tức có hiện tượng phương sai thay đổi.
- Kiểm tra tự tương quan:
Xét giả thuyết H0: không có hiện tượng tự tương quan bậc 1 H1: có hiện tượng tự tương quan bậc 1
Hình 4.4 Kết quả kiểm định tự tương quan (biến phụ thuộc là ROA)
. xtserial roa size loan capital deposit gdp inf Wooldridge test for autocorrelation in panel data H0: no first-order autocorrelation
F( 1, 24) =
Prob > F =
5.249
0.0310
Nguồn: Chiết xuất từ kết quả nghiên cứu của tác giả Nhìn vào hình 4.4, có thể thấy p_value < α nên bác bỏ giả thuyết H0 tức có hiện tượng tự tương quan bậc 1.
Qua các kiểm định trên, tác giả thấy mô hình xảy ra hiện tượng phương sai thay đổi và tự tương quan. Do đó, phương pháp bình phương bé nhất tổng quát khả thi (FGLS) được sử dụng để khắc phục hiện tượng trên nhằm đảm bảo ước lượng thu được vững và hiệu quả.
Kết quả ước lượng từ mô hình với phương pháp hồi quy bình phương bé nhất tổng quát khả thi (FGLS).
Bảng 4.4 Kết quả hồi quy của các yếu tố tác động đến tỷ suất sinh lợi NHTM Việt Nam được đại diện bởi ROA theo phương pháp FGLS
Biến độc lập | Hệ số hồi quy |
β0 | -0.0205553*** (0.086) |
SIZE | 0.0007875** (0.035) |
LOAN | 0.0072245** (0.020) |
0.0389172* (0.000) | |
DEPOSITS | -0.008416* (0.006) |
GDP | -0.0031936 (0.772) |
INF | 0.0190519** (0.033) |
Nguồn: Tổng hợp từ kết quả nghiên cứu của tác giả Vậy kết quả mô hình nghiên cứu đối với ROA có phương trình như sau: ROAit= -0.0205553 + 0.0007875SIZEit + 0.0072245LOANit +
0.0389172CAPITALit - 0.008416DEPOSITSit + 0.0190519INFit + εit
Biến CAPITALit tác động cùng chiều đến ROAit và có ý nghĩa thống kê với mức ý nghĩa 1%. Điều đó có nghĩa là khi biến tỷ lệ vốn chủ sở hữu trên tổng tài sản tăng lên 1% sẽ làm tỷ suất sinh lợi ROA tăng 3.89172%.
Biến SIZEit, LOANit, INFit tác động cùng chiều đến ROAit và có ý nghĩa thống kê với mức ý nghĩa 5%. Điều đó có nghĩa là khi biến Quy mô ngân hàng, cho vay, lạm phát tăng lên 1% sẽ làm tỷ suất sinh lợi ROA tăng lần lượt là 0.07875%; 0.72245% và 1.90519%.
Biến DEPOSITSit tác động ngược chiều đến ROA và có ý nghĩa thống kê với mức ý nghĩa 1%. Điều đó có nghĩa là khi biến tỷ lệ tiền gửi trên tổng tài sản tăng lên 1% sẽ làm tỷ suất sinh lợi ROA giảm 0.8416%.
Biến GDPit có p_value = 0.772 nên không có ý nghĩa và không đưa vào công thức cuối cùng.
4.2.3.2 Kết quả mô hình nghiên cứu đối với ROE
Phương trình hồi quy:
ROEit= β0 + β1SIZEit + β2LOANit + β3CAPITALit + β4DEPOSITSit + β5GDPit
+ β6 INFit + εit
Bảng sau trình bày kết quả ước lượng từ mô hình với ba phương pháp hồi quy là Pooled OLS, Fixed effects và Random effects, trong đó ROE là biến phụ thuộc.
Bảng 4.5 Kết quả hồi quy của các yếu tố tác động đến tỷ suất sinh lợi NHTM Việt Nam được đại diện bởi ROE
Phương pháp FEM | Phương pháp REM | ||
Biến độc lập | Hệ số hồi quy | Hệ số hồi quy | Hệ số hồi quy |
β0 | -0.6764287* (0.000) | -0.3197051 (0.215) | -0.5205003* (0.004) |
SIZE | 0.024648* (0.000) | 0.0153433*** (0.057) | 0.0212104* (0.000) |
LOAN | 0.1244118* (0.000) | 0.1777773* (0.000) | 0.1641839* (0.000) |
CAPITAL | -0.1133425 (0.160) | -0.221468* (0.005) | -0.1863345** (0.013) |
DEPOSITS | -0.1327342* (0.001) | -0.25047* (0.000) | -0.2239235* (0.000) |
GDP | -0.456851** (0.015) | -0.3052297*** (0.070) | -0.3763365** (0.018) |
INF | 0.6738867* (0.000) | 0.4263218* (0.006) | 0.5208528* (0.000) |
R-squared | 0.3038 | ||
Adjusted R-squared | 0.2866 | ||
F-statistic | 17.67 | ||
Prob(F-statistic) | 0.0000 |
*, **, *** lần lượt là các kí hiệu có ý nghĩa tại các mức ý nghĩa 1%, 5% và 10%.
Nguồn: Tổng hợp từ kết quả nghiên cứu của tác giả
Hình 4.5 Kết quả kiểm định hausman (biến phụ thuộc là ROE)
(b) fem | (B) rem | (b-B) Difference | sqrt(diag(V_b-V_B)) S.E. | |
size | .0153433 | .0212104 | -.005867 | .0057199 |
loan | .1777773 | .1641839 | .0135934 | .0148236 |
capital | -.221468 | -.1863345 | -.0351336 | .0204059 |
deposit | -.25047 | -.2239325 | -.0265375 | .0102973 |
gdp | -.3052297 | -.3763365 | .0711068 | .0524914 |
inf | .4263218 | .5208528 | -.094531 | .0587953 |
b = consistent under Ho and Ha; obtained from xtreg B = inconsistent under Ha, efficient under Ho; obtained from xtreg Test: Ho: difference in coefficients not systematic chi2(6) = (b-B)'[(V_b-V_B)^(-1)](b-B) = 9.16 Prob>chi2 = 0.1646 (V_b-V_B is not positive definite) | ||||
Nguồn: Chiết xuất từ kết quả nghiên cứu của tác giả
Nhìn vào hình 4.5, có thể thấy p_value > α, chấp nhận giả thuyết H0, mô hình Random effects là phù hợp.
Sau khi so sánh ba mô hình, ta chọn mô hình Random effects. Tuy nhiên, nếu mô hình này có hiện tượng tự tương quan và phương sai sai số thay đổi thì đây chưa phải là mô hình ước lượng đáng tin cậy mà phải khắc phục các hiện tượng này nhằm đảm bảo ước lượng thu được vững và hiệu quả.
Thực hiện kiểm tra các khuyết tật của mô hình:
- Kiểm tra tính đa cộng tuyến: Cùng kết quả đối với trường hợp biến phụ thuộc là ROA.
- Kiểm tra phương sai thay đổi: