Trang chủ / Tài Chính

Kết Quả Chạy Hiệu Chỉnh Cho Biến Phụ Thuộc Roe


Các giá trị về cấu trúc nguồn vốn đều tác động tích cực lên hiệu quả ROA (hệ số beta dương và p-value nhỏ hơn 0.05)

CIN, CDE tác động ngược chiều lên ROA (hệ số beta âm và p-value nhỏ hơn

0.05)

NIM và GROWTH có tác động cùng chiều lên ROA (hệ số beta dương và p-

value nhỏ hơn 0.05)

NPL không có tác động lên ROA

Kết quả nghiên cứu thực nghiệm bằng phương pháp phân tích hồi quy về mối quan hệ giữa cấu trúc vốn với hiệu quả hoạt động của các NHTM Việt Nam cho thấy : hiệu quả kinh doanh ROA các NHTM Việt Nam chịu tác động bởi tám nhân tố có ý nghĩa thống kê. Và theo REM được chấp nhận theo kiểm định Hausman đưa ra phương trình như sau:

ROA = 0,0426*EQA+0,014*EQL+0,0285*EQS+0,0305EQD+0,149*NIM- 0,0249*CIN + 0,0329*GROWTH-0,72*CDE+1,496 (1)

Đối với biến độc lập EQA, EQD: kết quả hồi quy cho thấy các biến độc lập này có ý nghĩa giải thích cho biến phụ thuộc ROA trong mô hình(1), và hệ số hồi quy là 0,0426 và 0,0305 cho thấy EQA và EQD có tác động cùng chiều đến ROA, Điều này có nghĩa là khi các yếu tố cố định không đổi thì tỷ lệ EQA, EQD tăng một đơn vị sẽ làm lợi nhuận trên tổng tài sản của các NHTM tăng 0,0426 và 0,0305 đơn vị và ngược lại. Kết quả này phù hợp với giả thuyết mà tác giả đưa ra.

Các kết quả này phù hợp hơn với lý thuyết trật tự phân hạng : Demirguc-Kunt và Huizinga (1999) nghiên cứu cho các ngân hàng trên thế giới và Bashir (2003) khi nghiên cứu cho các ngân hàng ở Trung Đông cũng có kết quả như thế. Kết quả này cũng tương đồng với các nghiên cứu của Garza-Garcia (2011) cho các ngân hàng Mexico. Pasiouras và Kosmidou (2007) ngân hàng Châu Âu còn Zeitun (2012) các ngân hàng khu vực Vùng Vịnh. Pastory, Marobhe và Kaaya(2013) cho các ngân hàng Tazania .Việc tỷ lệ EQA, EQD có mối quan hệ đồng biến và có ý nghĩa thống kê với hiệu quả kinh doanh ROA của ngân hàng cho thấy rằng khi tỷ lệ VCSH của ngân hàng tăng lên sẽ làm giảm chi phí sử dụng vốn và việc gia tăng VCSH sẽ tạo thêm các cơ hội đầu tư cho các dự án sinh lời của ngân hàng. Và việc có một nguồn vốn lớn sẽ tạo thêm uy tín cho ngân hàng trong vấn đề huy động vốn và mở rộng qui mô hoạt động kinh doanh.


Các nghiên cứu thực nghiệm khác như Titman và Wessels (1998), Holmes, hall (2004), Grahamu (2000), Amidu (2007) và Kettler (1986) cũng kết luận rằng có một mối quan hệ tiêu cực giữa tổng số nợ trên vốn với mức lợi nhuận; họ lập luận rằng nợ cao hơn có xu hướng giảm mức độ thu nhập. Lập luận của họ đòi hỏi rằng các ngân hàng có nợ thấp có xu hướng sử dụng các nguồn nội bộ của họ để mở rộng và tăng lợi nhuận và kết luận họ cho rằng các ngân hàng có tỷ lệ của nợ thấp hơn cổ phiếu có xu hướng sử dụng nhiều hơn các nguồn nội bộ để tạo ra lợi nhuận và giảm chi phí lãi,vì theo lý thuyết này nhà quản trị là người có đầy đủ thông tin về giá trị của DN hơn các nhà đầu tư bên ngoài vì lý do đó mà chi phí huy động vốn từ bên ngoài sẽ cao và do chính lý do này mà các nhà quản trị sẽ phân hạng thứ tự ưu tiên sử dụng LN giữ lại hơn là nguồn vốn huy động từ bên ngoài, các nghiên cứu của Pandey (2011) và của Huang và Song (2002) cũng cho phát hiện ra rằng hiệu quả hoạt động có mối quan hệ ngược chiều với hệ số nợ, hiệu quả hoạt động của các ngân hàng càng cao các ngân hàng càng có xu hướng sử dụng nhiều VCSH hơn để tài trợ cho các hoạt động của mình.

Đối với biến độc lập EQL,EQS: : kết quả hồi quy cho thấy các biến độc lập này có ý nghĩa giải thích cho biến phụ thuộc ROA trong mô hình(1) với hệ số hồi quy là 0,014 và 0,0285 cho thấy EQL và EQS có tác động cùng chiều đến ROA, Điều này có nghĩa là khi các yếu tố cố định đổi thì tỷ lệ EQL,EQS tăng một đơn vị sẽ làm lợi nhuận trên tổng tài sản của ngân hàng tăng 0,014 và 0,0285 đơn vị và ngược lại.

Đối với biến kiểm soát :

Tỷ lệ chi phí trên thu nhập (CIN) có mối quan hệ ngược chiều với ROA với hệ số tác động tới ROA là: 0,0249. Điều này có ý nghĩa là khi cố định các nhân tố khác thì CIN tăng một đơn vị sẽ làm ROA giảm đi 0,0249 và ngược lại. Kết quả nghiên cứu của A. Burki và Niazi (2003) cũng có kết luận tương tự về tỷ lệ chi phí trên thu nhập.Hiệu quả sử dụng chi phí có ảnh hưởng trực tiếp lên lợi nhuận của ngân hàng : ngân hàng nào có kế hoạch tiết kiệm chi phí phù hợp sẽ mang lại hiệu quả kinh tế cao. Vì vậy yếu tố này tác động tương đối mạnh đến hiệu quả hoạt động của ngân hàng.

Tổng tiền gửi của khách hàng (custom deposit-CDE): có mối quan hệ ngược chiều với ROA với hệ số tác động tới ROA là: 0,72 Điều này có ý nghĩa là khi cố định các nhân tố khác thì CDE tăng một đơn vị sẽ làm ROA giảm đi 0,72 đơn vị và ngược lại. Kết quả nghiên cứu của Pastory, Marobhe và l Kaaya (2013) cho kết luận trái ngược về nhân tố CDE nhưng không có ý nghĩa thống kê.


Biến tốc độ tăng trưởng tổng tài sản (GROWTH) có mối quan hệ cùng chiều với với mức tác động là 0,0329, điều này có ý nghĩa là khi cố định các nhân tố khác thì GROWTH tăng một đơn vị sẽ làm ROA tăng lên 0,329 và ngược lại. Kết quả này phù hợp với rất nhiều các nghiên cứu trước đây cho rằng tăng trưởng của các tổ chức được xem là có ảnh hưởng tích cực đến hiệu quả hoạt động vì năng lực SXKD được tăng cường.

4.3.2.2. Phân tích cho ROE

Tác giả cũng lần lượt chạy hồi quy các mô hình Fixed effect và Random effect cho ROE. Sau đó tác giả tiến hành kiểm định Hausman để tìm ra mô hình phù hợp với dữ liệu NC của tác giả. Sau khi tìm ra mô hình phù hợp bằng Hausman, tác giả tiến hành các kiểm định tính vững của mô hình: (1) kiểm định tự tương quan; (2) kiểm định phương sai thay đổi; (3) kiểm định đa cộng tuyến và thu được kết quả như sau:

Bảng 4.26: Kết quả mô hình FEM cho biến phụ thuộc ROE


ROE

Coef.

Std. Err.

t

P>t

NIM

0,118

0,494

0,240

0,812

CIN

-0,297

0,041

-7,280

0,000

EQA

0,381

0,120

3,170

0,002

GROWTH

0,011

0,005

2,110

0,038

NPL

0,118

0,325

0,360

0,716

CDE

-18,450

5,835

-3,160

0,002

_cons

24,461

3,355

7,290

0,000

Có thể bạn quan tâm!

Xem toàn bộ 176 trang tài liệu này.

Tác động của cấu trúc tài chính tới hiệu quả hoạt động của ngân hàng thương mại - 14

Nguồn: tác giả xử lý bằng STATA

R-sq:: = 0.4771

Số quan sát = 119 Số nhóm = 19

Số quan sát một nhóm min = 3

avg = 6.3

max = 8

F(6,94) = 29,44 Prob > F = 0.0000

cho thấy Kết quả ước lượng ở bảng 4.26 cho thấy


+ Kết quả hồi quy tuyến tính có hệ số xác định R2 là 0,4771 Kết quả này hàm ý rằng, các biến độc lập đã đưa vào mô hình giải thích được 47,71% sự thay đổi của biến phụ thuộc ROA.

+ Thống kê F(6,94) =29,44 và Prob > F = 0,0000. Kết quả này hàm ý rằng giả thiết về các hệ số hồi quy đồng thời bằng không đều bị bác bỏ với mức ý nghĩa 1%. Nghĩa là mô hình này phù hợp và có ý nghĩa thống kê.

+Coef là hệ số tác động của biến độc lập lên biến phụ thuộc ROE. P>|t| cho biết ý nghĩa thống kê của biến độc lập trong mối quan hệ với biến phụ thuộc ROE. Trong đó biến CIN, EQA, CDE, có ý nghĩa thống kê ở mức 1%; Biến GROWTH có ý nghĩa thống kê ở mức 5%: Biến NPL, NIM không có ý nghĩa thống kê

- Tác giả tiếp tục hồi quy bằng mô hình REM và kiểm định Hausman để tìm ra mô hình phù hợp

Bảng 4.27: Kết quả mô hình REM cho biến phụ thuộc ROE


ROE

Coef.

Std. Err.

z

P>z

NIM

0,396

0,438

0,900

0,367

CIN

-0,314

0,037

-8,450

0,000

EQA

0,327

0,113

2,880

0,004

GROWTH

0,009

0,005

1,760

0,078

NPL

0,059

0,294

0,200

0,841

CDE

-7,517

4,304

-1,750

0,081

_cons

23,601

3,157

7,470

0,000

R-sq: 0,5770 Nguồn: tác giả xử lý bằng STATA

Wald chi2(6) =182,39 Prob > chi2 = 0.0000 Số quan sát = 119

Số nhóm = 19

Số quan sát một nhóm: min = 3

TB = 6,3

max = 8

Wooldridge test for autocorrelation in panel data H0: no first-order autocorrelation

F(1, 18) = 12.490 Prob >F = 0.0024


Kết quả ước lượng ở bảng 4.27 cho thấy

+Kết quả hồi quy tuyến tính có hệ số xác định R2 là 0,5770. Kết quả này hàm ý rằng, các biến độc lập đã đưa vào mô hình giải thích được 57,70% sự thay đổi của biến phụ thuộc ROA.

+ Thống kê prob>chi2 = 0.0000. Kết quả này hàm ý rằng giả thiết về các hệ số hồi quy đồng thời bằng không đều bị bác bỏ với mức ý nghĩa 1%. Nghĩa là mô hình này phù hợp và có ý nghĩa thống kê.

+ Coef là hệ số tác động của biến độc lập lên biến phụ thuộc ROE. P>|t| cho biết ý nghĩa thống kê của biến độc lập trong mối quan hệ với biến phụ thuộc ROE. Trong đó biến CIN,EQA, có ý nghĩa thống kê ở mức 1%; Biến GROWTH,CDE có ý nghĩa thống kê ở mức 10%: Biến NPL,NIM không có ý nghĩa thống kê

- Sau khi có kết quả mô hình Fixed effect và Random effect, tác giả tiến hành kiểm định Hausman test để tìm ra mô hình phù hợp.

Kết quả kiểm định Hausman


Test: Ho: difference in coefficients not systematic

Chi2 (6) = (b-B) ' [ (V_b-V_B) ˆ (-1)] (b-B)

=

Prob>chi 2 =

13.35

0.0378


REM

Với p-value bằng 0.0378 nhỏ hơn 0.05 cho thấy mô hình FEM phù hợp hơn Kiểm định tự tương quan:



quan

Với p-value bằng 0.0024 nhỏ hơn 0.05 cho thấy mô hình FEM tồn tại sự tương Kiểm định phương sai thay đổi


Modified Wald test for groupwise heteroskedasticity in fix effect regression model H0: sima(i) ˆ2 = simaˆ2 for all i

Chi2 (19) = 20491.00

Prob>chi2 = 0.0000

Với p-value bằng 0.000 nhỏ hơn 0.05 cho thấy mô hình FEM tồn tại phương sai thay đổi

Để khắc phục hiện tượng này tác giả sử dụng hiệu chỉnh sai số bằng lệnh xtragar

Bảng 4.28: Kết quả chạy hiệu chỉnh cho biến phụ thuộc ROE




Drisc/Kraay


ROE

Coef.

Std. Err.

t

P>t

NIM

0,118

0,283

0,420

0,682

CIN

-0,297

0,015

-19,970

0,000

EQA

0,381

0,119

3,200

0,005

GROWTH

0,011

0,002

4,640

0,000

NPL

0,118

0,377

0,310

0,757

CDE

-18,450

2,256

-8,180

0,000

_cons

24,461

1,972

12,410

0,000

Nguồn: tác giả xử lý bằng STATA

Sau khi chạy lần lượt các mô hình, tác giả thu được mô hình hiệu chỉnh robust làm mô hình phân tích cuối cùng cho bài nghiên cứu. Các kết quả mô hình được thể hiện qua bảng 4.29.

Bảng 4.29: Tổng hợp các kết quả mô hình hồi quy cho biến phụ thuộc ROE


VARIABLES

ROE

ROE

ROE

ROE

NIM

0,118

0,163

0,109

0,101

-0,283

-0,333

-0,298

-0,283

CIN

-0,297***

-0,291***

-0,295***

-0,298***

-0,0149

-0,0186

-0,0151

-0,0151

GROWTH

0,0110***

0,00981***

0,0108***

0,0107***

-0,00236

-0,00174

-0,00243

-0,0024

NPL

0,118

0,115

0,126

0,113



-0,377

-0,412

-0,384

-0,377

CDE

-18,45***

-16,87***

-18,16***

-18,38***

-2,256

-2,227

-2,189

-2,178


EQA

0,381***




-0,119




EQL


0,159***




-0,0462



EQS



0,270**




-0,0939


EQD




0,278***




-0,0948

Constant

24,46***

24,02***

24,82***

25,19***

-1,972

-1,876

-2,015

-1,876

Observations

119

119

119

119

Number of

groups


19


19


19


19

Standard errors in parentheses

*** p<0.01, ** p<0.05, * p<0.1

Nguồn: tác giả xử lý bằng STATA

Các biến cấu trúc nguồn vốn đều có tác động cùng chiều lên ROE.

Growth và cấu trúc vốn có tác động cùng chiều lên ROE (hệ số beta dương và p-value nhỏ hơn 0.05)

CDE và CIN có tác động ngược chiều lên ROE (hệ số beta âm và p-value nhỏ hơn 0.05)

NIM và NPL không có tác động lên ROE

Kết quảnghiên cứu thực nghiệm bằng phương pháp phân tích hồi quy về mối quan hệ giữa cấu trúc vốn với hiệu quả hoạt động của các NHTM Việt Nam cho thấy biến phụ thuộc ROE của các NHTM Việt Nam chịu tác động bởi bảy nhân tố có ý nghĩa thống kê.

Kết quả hồi quy mối quan hệ giữa ROE với các biến cấu trúc nguồn vốn và các biến kiểm soát theo FEM được chấp nhận theo kiểm định Hausman đưa ra phương trình như sau:

ROE=0,381*EQA+0,159*EQL+0,270*EQS+0,278*EQD-0,291*CIN+0,011* GROWTH -18,45*CDE +24,46 (2)


Đối với biến độc lập EQA, EQD, EQL, EQS: kết quả hồi quy cho thấy EQA, EQD có ý nhĩa giải thích cho ROE trong mô hình (2) cho thấy EQA,EQD có tác động cùng chiều đến ROE với mức tác động là 0,381và 0,278. Điều này có nghĩa là khi các yếu tố cố định đổi thì tỷ lệ EQA, EQD tăng một đơn vị sẽ làm ROE của các NHTM Việt Nam tăng 0,381và 0,278 đơn vị và ngược lại. Tương tự EQL, EQS có ý nhĩa giải thích cho ROE trong mô hình (2) cho thấy EQL, EQS có tác động cùng chiều đến ROE với mức tác động là 0,159 và 0,270 . Điều này có nghĩa là khi các yếu tố cố định đổi thì tỷ lệ EQA, EQD tăng một đơn vị sẽ làm ROE của các NHTMVN tăng 0,159 và 0,270 đơn vị và ngược lại.

Kết quả này trái ngược với lý thuyết M&M: lý thuyết này cho rằng tỷ lệ ROE là một hàm tuyến tính có mối quan hệ tiêu cực với tỷ lệ VCSH/tổng nợ: nghiên cứu của Berger (2002), của Hutchison và Cox(2006) đều nghiên cứu các ngân hàng của Mỹ củng khẳng định lý thuyết này, đồng quan điểm với lý thuyết M&M là nghiên cứu năm 2006 của Pratomo và Ismail tại các ngân hàng hồi giáo ở Malaysia hay Saeed (2013) tại các ngân hàng Pakistan.

Kết quả này phù hợp với giả thuyết mà tác giả đưa ra: điều này nói lên khi tỷ lệ EQL cao chứng tỏ VCSH được đẩy ra như một khoản cho vay cao sẽ đem lại hiệu quả hoạt động tốt hơn cho ngân hàng và khi EQS cao tỷ lệ này là mức độ đảm bảo trách nhiệm của ngân hàng với khách hàng gửi tiền vậy khi tỷ lệ này cao cũng đem lại hiệu quả hoạt động của các NHTM cao hơn và ngược lại. Kết luận này ngược lại với kết quả nghiên cứu của Pastory, Marobhe và Kaaya (2013) cho các ngân hàng Tazania các tác giả này tìm thấy những dấu hiệu tiêu cực giữa vốn để cho vay ròng, họ cho rằng điều này chỉ ra các NH Tazania là không cẩn thận trong việc ban hành các khoản cho vay và do đó các NH có quy mô VCSH/vay ròng lớn hơn thì hiệu suất thấp hơn do đó các NH cần phải thận trọng hơn trong việc cấp các khoản cho vay, mặc dù kết quả không có ý nghĩa thống kê.

Đối với biến kiểm soát :

Tỷ lệ chi phí trên thu nhập (CIN) và tổng tiền gửi của khách hàng(custom deposit: CDE): có mối quan hệ ngược chiều với ROE với hệ số tác động lần lượt tới ROE là:0,291 và 18,45. Điều này có ý nghĩa là khi cố định các nhân tố khác thì CIN tăng một đơn vị sẽ và ROE giảm đi 0,291 đơn vị và ngược lại và khi CDE tăng 1 đơn vị sẽ làm ROE giảm đi 18,45 đơn vị và ngược lại. Kết quả NC của A. Burki và Niazi (2003) cũng có kết luận tương tự về tỷ lệ chi phí trên thu nhập.Hiệu quả sử dụng chi phí có ảnh hưởng trực tiếp lên lợi nhuận của NH : NH nào có kế hoạch tiết kiệm chi phí phù hợp sẽ mang lại hiệu quả kinh tế cao. Vì vậy yếu tố này tác động tương đối

Xem toàn bộ nội dung bài viết ᛨ

..... Xem trang tiếp theo?
⇦ Trang trước - Trang tiếp theo ⇨

Ngày đăng: 05/12/2022