Phương Pháp Ước Lượng Dữ Liệu Bảng Tổng Quát Hóa Dựa Trên Moment

3.2.2. Phương pháp ước lượng dữ liệu bảng tổng quát hóa dựa trên moment

Để tiến hành kiểm định bằng GMM, biến được công cụ và biến công cụ được phân biệt. Nếu các biến được dự đoán là nội sinh (tương đương với ngoại sinh không nghiêm ngặt) thì sắp xếp vào nhóm biến được công cụ theo tiếp cận GMM; và khi đó chỉ có giá trị trễ của các biến này mới là các công cụ phù hợp (Judson and Owen, 1996). Luận án chọn các biến trễ của của các biến giải thích làm biến công cụ trong mô hình nghiên cứu.

Kiểm định Sargan hay Hansen xác định tính chất phù hợp của các biến công cụ trong ước lượng GMM. Đây là kiểm định giới hạn về nội sinh của mô hình. Kiểm định Sargan với giả thuyết Ho biến công cụ là ngoại sinh, nghĩa là không tương quan với sai số của mô hình. Để kiểm tra sự tương quan có giả thuyết Ho: không tự tương quan, kiểm định Arellano-Bond áp dụng cho các số dư sai phân.

3.3. Dữ liệu nghiên cứu

Dữ liệu của đề tài được thu thập từ báo cáo thường niên và báo cáo tài chính của các NHTM trong chuỗi thời gian từ 2005 đến 2015. Số ngân hàng trong mẫu nghiên cứu gồm 34 ngân hàng, bao gồm 5 NHTM nhà nước và 29 NHTM cổ phần. Số lượng mẫu 34 trên tổng số 35 NHTMCP hiện nay nên mẫu mang tính đại diện cho nhóm NHTMCP tại Việt Nam.

3.4. Tóm lược

Luận án này sử dụng mô hình GMM để kiểm tra các yếu tố tác động đến nợ xấu và tác động của nợ xấu đến hiệu quả, an toàn vốn và tăng trưởng tín dụng của hệ thống NHTM Việt Nam. Luận án cũng đo lường hiệu quả chi phí bằng phương pháp DEA. Với các mô hình và dữ liệu được trình bày ở phần này, chương tiếp theo sử dụng mô hình trên để trình bày nghiên cứu thực nghiệm.

CHƯƠNG 4. THẢO LUẬN KẾT QUẢ NGHIÊN CỨU

4.1. Thống kê mô tả

Dữ liệu sử dụng trong mô hình GMM được sắp xếp theo dạng dữ liệu bảng. Mô tả thống kê được trình bày trong bảng 4.1.

Bảng 4.1. Thống kê mô tả các biến trong nghiên cứu

Trung bình	Giá trị nhỏ nhất	Giá trị lớn nhất	Độ lệch chuẩn	Số quan sát
NPL	2.172	0.000	14.856	1.683	357
ROA	1.137	0.000	4.19	0.799	357
CE	0.693	0.228	1	0.233	357
TA	17.343	11.884	20.562	1.648	357
LGR	53.375	-40.811	1131.728	109.780	357
ETA	12.566	0.514	71.206	9.971	357
LDR	66.910	15.333	206.2	27.322	357
LLR	1.150	0.000	3.885	0.715	357
HHI	0.099	0.0715	0.170602	0.0306	357
CR4	0.561	0.456	0.796148	0.105	357
GDP	6.304	5.250	8.440	0.913	357
INF	9.501	0.630	23.120	5.978	357
LNEXI	9.823	9.671	9.984	0.123	357
IR	11.878	7.500	16.95	2.700	357
ESI	9.584	-1.620	20.5	6.519	357

Có thể bạn quan tâm!

Xem toàn bộ 284 trang tài liệu này.

Nguồn: Trích xuất từ Stata 11.0

Kết quả kiểm định tính đồng liên kết của các biến trong Bảng 4.2 và Bảng 4.3. Trong mô hình nghiên cứu, tất cả các biến độc lập đều có tính đồng liên kết với biến phụ thuộc.

Bảng 4.2. Kiểm định tính dừng Fisher với độ trễ=1

Biến

Kiểm định ADF			Kiểm định PP
	Prb>chi 2			Prb>chi 2
	Không xu thế	Có xu thế	Không xu thế	Có xu thế
NPL	0,000***	0,000***	0,000***	0,002***
GDP	0,026**	1,000	0,000***	0,998
IR	0,888	0,990	0,188	1,000
∆.IR	0,000***	0,000***	0,000***	0,000***
EXI	0,000***	0,241	0,915	1,000
ESI	0,691	0,002***	0,003**	0,575
HHI	0,000***	1,000	0,000***	1,000
INF	0,020**	0,880	0,000***	0,013
ROA	0,000***	0,000***	0,000***	0,000***
CE	0,021**	0,000***	0,000***	0,000***
LDR	0,002***	0,007***	0,000***	0,000***
LGR	0,602	0,000***	0,000***	0,000***
ETA	0,000***	0,000***	0,000***	0,000***
TA	0,000***	0,000***	0,000***	0,000***
LLR	0,831	0,327	0,449	0,418
∆.LLR	0,000***	0,000***	0,000***	0,000***

***, **, * có ý nghĩa thống kê lần lượt ở mức 1%, 5% và 10%.

Nguồn: Trích xuất từ Stata 11.0

Bảng 4.3. Kiểm định đồng liên kết bảng Westerlund

Gt	Gα	Pt	Pα
Biến phụ thuộc:NPL
Các biến độc lập
GDP	0,000***	0,000***	0,000***	0,106
IR	0,000***	0,000***	0,000***	0,000***
EXI	0,000***	0,000***	0,000***	0,000***
ESI	0,000***	0,000***	0,000***	0,000***
INF	0,000***	0,000***	0,000***	0,000***
HHI	0,000***	0,000***	0,000***	0,000***
ROA	0,000***	0,000***	0,000***	0,000***
CE	0,000***	0,000***	0,000***	0,000***
LDR	0,000***	0,000***	0,000***	0,000***
LGR	0,000***	0,000***	0,000***	0,122
ETA	0,000***	0,000***	0,000***	0,000***
TA	0,000***	0,000***	0,000***	0,000***
LLR	0,000***	0,000***	0,000***	0,988

***, **, * có ý nghĩa thống kê lần lượt ở mức 1%, 5% và 10%.

Nguồn: trích xuất từ Stata 11.0

4.2. Kết quả ước lượng các yếu tố tác động đến nợ xấu ngân hàng thương mại Việt Nam

Kết quả ước lượng về ảnh hưởng của các yếu tố đến nợ xấu của các NHTM Việt Nam được trình bày ở bảng 4.4.

Bảng 4.4. Kết quả ước lượng GMM về các yếu tố ảnh hưởng đến nợ xấu

Biến phụ

thuộc NPL

Mô hình 1

Mô hình 2

Mô hình 3

Mô hình 4

L.NPL

0,3312***

(0,0042)

0,3801***

(0,0045)

0,3033***

(0,0182)

0,4147***

(0,0225)

Yếu tố đặc thù

ROA

-0,2335***

(0,0104)

-0,4860***

(0,0121)

-0,2680***

(0,0887)

-0,2665**

(0,0196)

-0,1649**

(0,1778)

-0,1908**

(0,2011)

-0,2510**

(0,1893)

-0,2680*

(0,2582)

ETA

-0,0227***

(0,0060)

-0,0098*

(0,0073)

-0,0270**

(0,0114)

-0,1053***

(0,0214)

LGR

-0,0018***

(0,0003)

-0,0012***

(0,0002)

-0,0005***

(0,0064)

-0,0047***

(0,0014)

0,1405**

(0,065)

0,1146*

(0,1078)

0,0968**

(0,3987)

0,3664***

(0,1802)

LDR

-0,0044***

(0,0016)

-0,0016***

(0,0064)

-0,0018*

(0,0008)

-0,0034*

(0,0031)

LLR

0,0111***

(0,004)

0,0192**

(0,0021)

0,093***

(0,0160)

0,0219***

(0,0117)

Own1

- 0,1158***

(0,4256)

Own2

0,0605***

(0,6212)

Own3

0,0347**

(0,0899)

Yếu tố cạnh tranh ngành

HHI

-0,553***

(0,2428)

CR4

-0,628*

(0,9957)

-0,273**

(0,0738)

-0,5421***

(0,1367)

Yếu tố vĩ mô

GDP

-0,399***

(0,0708)

-0,3931***

(0,0624)

-0,4589***

(0,0545)

-0,7546***

(0,0462)

INF

0,0188**

(0,0061)

0,0447***

(0,0054)

EXI

0,2059***

(0,4102)

0,3210***

(0,4019)

0,5124***

(0,1103)

0,4397***

(0,1217)

0,1083***

(0,0204)

ESI

0,0683***

(0,0038)

CONS.

-0,6293*** (0,0110)	-1,774*** (0,0257)	-0,5672*** (0,4357)	- 1,4959*** (0,3802)
Số quan sát	323	323	323	323
Số NH	34	34	34	34
Số công cụ	19	22	23	21
Pro>chi2	0,000	0,000	0,000	0,000
Hansen test	0,488	0,574	0,559	0,625
AR(1)	0,009	0,031	0,015	0,008
AR(2)	0,594	0,775	0,535	0,612

***, **, * có ý nghĩa thống kê lần lượt ở mức 1%, 5% và 10%. Trong dấu ngoặc thể hiện sai số chuẩn của hệ số hồi quy. IR và ESI được tách ra khỏi mô hình (1) và (2) để tránh vấn đề đa cộng tuyến vì có hệ số tương quan cao với INF.

Nghiên cứu phát hiện các nhân tố như hiệu quả ngân hàng, vốn chủ sở hữu, tăng trưởng tín dụng và tăng trưởng kinh tế là những nhân tố chính có tác động ngược chiều đến nợ xấu của NHTM Việt Nam. Trong khi đó, nợ xấu quá khứ, quy mô ngân hàng, dư nợ trên vốn huy động và lạm phát, tỷ giá, lãi suất và giá bất động sản tác động cùng chiều đến nợ xấu.

4.4. Kết quả ước lượng tác động nợ xấu đến hoạt động ngân hàng

4.4.1. Tác động của nợ xấu đến hiệu quả lợi nhuận và hiệu quả chi phí

Kết quả bảng 4.5 cho thấy tác động có ý nghĩa quan trọng của nợ xấu dến hiệu quả ngân hàng và củng cố giả thuyết được xây dựng trong chương 3: Nợ xấu gia tăng làm giảm hiệu quả về chi phí cũng như khả năng sinh lời của ngân hàng.

Bảng 4.5. Ước lượng GMM tác động của nợ xấu đến hiệu quả

Biến phụ

thuộc

ROA

Mô hình 1

Mô hình 2

Mô hình 3

Mô hình 4

L.ROA

0,2432***

(0,0302)

0,2542***

(0,0347)

L.CE

0,2997***

(0,0968)

0,372***

(0,0251)

Yếu tố đặc thù

NPL

-0,1579***

(0,0331)

-0,1904***

(0,0315)

-0,1221*

(0,0343)

-0,1803***

(0,0427)

ETA

0,0117***

(0,0033)

0,0061**

(0,0332)

-0,0118***

(0,0032)

-0,0186***

(0,0202)

LGR

0,0019***

(0,0005)

0,0006**

(0,0005)

0,0051**

(0,0002)

0,0053**

(0,0008)

-0,2989**

(0,0606)

-0,3067**

(0,0699)

0,0315***

(0,0366)

0,0781***

(0,2306)

LDR

0,0009***

(0,0020)

0,0008*

(0,0002)

0,0004***

(0,0000)

0,0046***

(0,0027)

Own1

0,1079**

(0,4648)

-0,2425**

(0,1319)

Own2

-0,0896*

(0,1395)

0,1946***

(0,0874)

Own3

-0,0736*

(0,3354)

0,0237**

(0,2619)

HHI

0,2264***

(0,0321)

0,319**

(0,1922)

CR4

0,4198***

(0,3381)

0,1292***

(0,7801)

Yếu tố vĩ mô

GDP

0,0323***

(0,0187)

0,0432***

(0,0279)

0,0441***

(0,0188)

0,0639***

(0,0387)

INF

0,0004***

(0,0022)

0,0005

(0,0030)

0,0229*

(0014)

0,0003***

(0,0045)

LNER

0,1456**

(0,0251)

0,2721**

(0,3026)

-0,11607***

(0,0329)

-0,1473***

(0,2446)

CONS.

-1,248***

(0,096)

-0,5806***

(0,2319)

-0,7255**

(0,5712)

-0,7714

(0,6018)

Số quan sát

323

Số ngân

hàng

Số công cụ

Pro>chi2

0,000

Hansen test

0,503

0,304

0,456

0,46

AR(1)

0,007

0,016

0,005

0,002

AR(2)

0,390

0,242

0,742

0,627

***, **, * ý nghĩa t hống kê lần lượt ở mức 1%, 5% và 10%. Trong ngoặc thể hiện sai số chuẩn.

Nguồn: Trích xuất từ Stata 11.0

4.4.2. Tác động của nợ xấu đến an toàn vốn của ngân hàng thương mại

Kết quả ước lượng GMM trong bảng 4.6 cho thấy hệ số ngược chiều của NPL với ETA phù hợp với lý thuyết kênh vốn ngân hàng cho rằng tỷ lệ nợ xấu cao làm tăng tính không chắc chắn về trạng thái vốn của các ngân hàng. Kết quả này nhất quán với Lee và Hsieh (2013), Le (2016) và Alfon (2005).

Bảng 4.6. Ước lượng GMM tác động của nợ xấu đến an toàn vốn

Biến phụ thuộc ETA

Mô hình 1

Mô hình 2

L.ETA

0,3906*** (0,0945)

0,3314*** (0,0863)

Yếu tố đặc thù

NPL

-0,1812***

(0,2499)

-0,1750***

(0,2461)

ROA

0,1718***

(0,7270)

0,1061***

(0,7523)

-0,1659***

(0,1013)

-0,1035***

(0,1232)

LGR

0,0174***

(0,0024)

0,0147***

(0,0027)

-0,2680***

(0,5645)

-0,3767***

(0,7296)

LDR

0,0025***

(0,0000)

0,0031***

(0,0000)

OWN1

0,2002**

(0,5815)

OWN2

-0,2564***

(0,7532)

OWN3

-0,1227*

(0,1062)

Yếu tố cạnh tranh ngành

HHI

0,4246***

(0,1109)

CR4

0,1235***

(0,4785)

Yếu tố vĩ mô

GDP

0,1574**

(0,2140)

0,1899***

(0,2273)

INF

0,0172***

(0,0227)

0,0042***

(0,0235)

LnER

-0,1162**

(0,2879)

-0,1405**

(0,5816)

Xem tất cả 284 trang.

Ngày đăng: 27/01/2023