4.3. Kết quả ước lượng mô hình:
4.3.1. Kết quả nghiên cứu tác động của vốn chủ sở hữu đến sự ổn định tài chính của các ngân hàng thương mại Việt Nam
Sử dụng phần mềm STATA với dữ liệu bảng cân bằng 216 quan sát (n =
216) gồm giai đoạn thời gian từ 2008 tới 2016 của 24 đối tượng là các ngân hàng đã trình bày ở chương 3. Kết quả ước lượng mô hình (1) theo 2 phương pháp Fixed effects (FE) và Random effects (RE) được thể hiện như sau:
Bảng 4.4. Kết quả ước lượng mô hình (1) bằng phương pháp fixed effects:
Hệ số hồi quy | Sai số chuẩn | t | P>t | |
BANKSIZE | 0,0344532 | 0,0464373 | 0,74 | 0,459 |
EQTA | 2,769679 | 0,2956981 | 9,37 | 0,000 |
LTD | 0,2197508 | 0,0921098 | 2,39 | 0,018 |
ROE | 0,5075539 | 0,2274639 | 2,23 | 0,027 |
GDP | -2,425598 | 3,34603 | -0,72 | 0,469 |
INF | -0,8579331 | 0,3085808 | -2,78 | 0,006 |
CRE | 0,0375023 | 0,0241674 | 1,55 | 0,122 |
Hằng số | 2,191053 | 0,8565131 | 2,56 | 0,011 |
Có thể bạn quan tâm!
-
Tổng Hợp Các Biến Trong Mô Hình Nghiên Cứu -
Thống Kê Các Ngân Hàng Và Nguồn Dữ Liệu Nghiên Cứu -
Kết Quả Nghiên Cứu Tác Động Của Vốn Chủ Sở Hữu Và Rủi Ro Tín Dụng Đến Sự Ổn Định Tài Chính Của Ngân -
Kết Quả Ước Lượng Mô Hình (3) Bằng Phương Pháp Feasible General Least Square – Fgls -
Kết Quả Ước Lượng Mô Hình (4) Bằng Phương Pháp Gmm -
Tóm Tắt Kết Quả Nghiên Cứu Tác Động Của Vốn Chủ Sở Hữu, Rủi Ro Tín Dụng Đến Sự Ổn Định Tài Chính Của Ngân Hàng Thương Mại Việt Nam
Xem toàn bộ 169 trang tài liệu này.
Nguồn: Kết quả tính toán từ phần mềm STATA 12.0 Dựa vào bảng 4.4, kết quả ước lượng mô hình (1) bằng phương pháp phương pháp tác động cố định (fixed effects) có 4 biến Tỷ lệ vốn chủ sở hữu trên tổng tài sản (EQTA), Tỷ lệ dư nợ trên tổng tiền gửi (LTD), Tỷ lệ lạm phát (INF), Tỷ lệ lợi nhuận ròng trên vốn chủ sở hữu (ROE) có ảnh hưởng có ý nghĩa thống kê đến sự ổn định tài chính của các ngân hàng trong mẫu nghiên cứu tại mức ý nghĩa 5%. Hệ số hồi quy của các biến EQTA, LTD, INF và ROE khi ước lượng bằng
phương pháp phương pháp tác động cố định (fixed effects) phù hợp với kỳ vọng về dấu.
Bảng 4.5. Kết quả ước lượng mô hình (1) bằng phương pháp random effects:
Hệ số hồi quy | Sai số chuẩn | t | P>t | |
BANKSIZE | 0,0421743 | 0,0392828 | 1,07 | 0,283 |
EQTA | 2,706582 | 0,3000437 | 9,02 | 0,000 |
LTD | 0,2791259 | 0,0920599 | 3,03 | 0,002 |
ROE | 0,581493 | 0,237232 | 2,45 | 0,014 |
GDP | -3,176133 | 3,42147 | -0,93 | 0,353 |
INF | -0,8791432 | 0,3069873 | -2,86 | 0,004 |
CRE | 0,0220938 | 0,025174 | 0,88 | 0,380 |
Hằng số | 2,051648 | 0,7426073 | 2,76 | 0,006 |
Nguồn: Kết quả tính toán từ phần mềm STATA 12.0 Bảng 4.5 cho thấy kết quả ước lượng mô hình (1) bằng phương pháp phương pháp tác động ngẫu nhiên (random effects) có 3 biến: Tỷ lệ vốn chủ sở hữu trên tổng tài sản (EQTA), Tỷ lệ dư nợ trên tổng tiền gửi (LTD), Tỷ lệ lạm phát (INF), Tỷ lệ lợi nhuận ròng trên vốn chủ sở hữu (ROE) có ảnh hưởng có ý nghĩa thống kê đến sự ổn định tài chính của các ngân hàng trong mẫu nghiên cứu tại mức ý nghĩa 5%. Hệ số hồi quy của các biến EQTA, LTD, INF, ROE khi ước lượng bằng phương pháp phương pháp tác động ngẫu nhiên (random effects) phù
hợp với kỳ vọng về dấu.
Đồng thời kết quả ước lượng theo phương pháp tác động cố định và tác động ngẫu nhiên cũng cho thấy sự hội tụ của mô hình
Để xem xét mô hình tác động cố định hay mô hình tác động ngẫu nhiên phù hợp hơn trong các nghiên cứu, tác giả dựa vào kiểm định Hausman Test, kết quả kiểm định được thể hiện dưới bảng sau:
Bảng 4.6. Kết quả kiểm định Hausman
H0: các ước lượng thu được từ hai phương pháp không khác biệt | |
chi2(7) = (b-B)'[(V_b-V_B)^(-1)](b-B) | |
= 3.75 | |
Prob>chi2 = 0.8086 |
Nguồn: Kết quả tính toán từ phần mềm STATA 12.0
Kiểm định được xây dựng bởi Hausman có phân phối χ2. Giả thiết H0 cho rằng các ước lượng thu được từ hai phương pháp không khác biệt. Nếu giả thuyết H0 bị bác bỏ thì FEM là mô hình phù hợp hơn.
Theo kết quả từ bảng 4.6, p-value =0.8086 lớn hơn mức ý nghĩa 5% nên chưa có cơ sở bác bỏ giả thuyết H0, tức là mô hình tác động ngẫu nhiên là mô hình phù hợp hơn để ước lượng mô hình (1).
Việc kiểm định phương sai thay đổi qua các thực thể trong trường hợp mô hình sử dụng REM được thực hiện thông qua kiểm định Wald hiệu chỉnh. Kết quả kiểm định thể hiện ở bảng sau:
Bảng 4.7. Kết quả kiểm định Modified Wald
Var (u) = 0 hay phương sai qua các thực thể là không đổi | |
chi2 = | 261.37 |
Prob>chi2 = | 0.0000 |
Nguồn: Kết quả tính toán từ phần mềm STATA 12.0
Giả thuyết H0: Var (u) = 0 hayphương sai qua các thực thể là không đổi.
Theo kết quả từ bảng 4.7, với p-value = 0.0000 nhỏ hơn 0.05 giả thuyết H0 bị bác bỏ, tức là phương sai qua các thực thể là thay đổi.
Kiểm định Wooldridge được dùng để kiểm định tự tương quan trong dữ liệu bảng. Kết quả kiểm định thể hiện ở bảng sau:
Bảng 4.8. Kết quả kiểm định Wooldridge
Không có hiện tương tự tương quan | |
F(1, 9) | 14.875 |
Prob > F | 0.0008 |
Nguồn: Kết quả tính toán từ phần mềm STATA 12.0
Giả thuyết H0: Không có hiện tương tự tương quan.
Với p-value lớn hơn 0.05 giả thuyết H0 được chấp nhận. Dựa vào kết quả từ bảng 4.8, p-value = 0.0008 nhỏ hơn mức ý nghĩa 0.05, tức là giả thuyết H0 bị bác bỏ hay mô hình có hiện tượng tự tương quan.
Như vậy mô hình (1) được ước lượng bằng phương pháp random effects có hiện tượng phương sai thay đổi và tự tương quan. Để khắc phục hiện tượng này, tác giả tiến hành ước lượng lại mô hình (1) bằng phương pháp ước lượng bình phương tối thiểu tổng quát khả thi (Feasible General Least Square – FGLS). Kết quả ước lượng như sau:
Bảng 4.9. Kết quả ước lượng mô hình (1) bằng phương pháp Feasible General Least Square – FGLS
Hệ số hồi quy | Sai số chuẩn | t | P>t | |
BANKSIZE | 0,0182613 | 0,0239508 | 0,76 | 0,446 |
EQTA | 2,464614 | 0,5302192 | 4,65 | 0,000 |
LTD | 0,3385358 | 0,0857626 | 3,95 | 0,000 |
ROE | 0,7097366 | 0,4222151 | 1,68 | 0,093 |
GDP | -3,688005 | 3,682989 | -1,00 | 0,317 |
-0,9334238 | 0,3443416 | -2,71 | 0,007 | |
CRE | -0,1158166 | 0,0728402 | -1,59 | 0,112 |
Hằng số | 2,57371 | 0,5295018 | 4,86 | 0,000 |
Nguồn: Kết quả tính toán từ phần mềm STATA 12.0
Dựa vào bảng 4.9, kết quả ước lượng mô hình (1) bằng phương pháp ước lượng bình phương tối thiểu tổng quát khả thi (Feasible General Least Square – FGLS) cho thấy hệ số hồi quy của 4 biến: Tỷ lệ vốn chủ sở hữu trên tổng tài sản (EQTA), Tỷ lệ dư nợ trên tổng tiền gửi (LTD), Tỷ lệ lạm phát (INF) có ý nghĩa thống kê tại mức ý nghĩa 5%. Hệ số hồi quy của biến Tỷ lệ lợi nhuận ròng trên vốn chủ sở hữu (ROE) có ý nghĩa thống kê tại mức ý nghĩa 10%. Điều này cho thấy Tỷ lệ vốn chủ sở hữu trên tổng tài sản, Tỷ lệ dư nợ trên tổng tiền gửi, Tỷ lệ lạm phát, Tỷ lệ lợi nhuận ròng trên vốn chủ sở hữu có tác động đến sự ổn định tài chính của các NHTM trong mẫu nghiên cứu. Hệ số hồi quy của các biến EQTA, LTD, INF, ROE khi ước lượng bằng phương pháp FGLS phù hợp với kỳ vọng về dấu. Kết quả ước lượng này cũng phù hợp với kết quả ước lượng bằng phương pháp tác động cố định và tác động ngẫu nhiên cho thấy sự hội tụ của các kết quả.
Kết quả ước lượng cho thấy, hệ số hồi quy của biến EQTA là 2,464614 có ý nghĩa thống kê và mang giá trị dương. Điều này cho thấy khi tỷ lệ vốn chủ sở hữu trên tổng tài sản gia tăng sẽ làm gia tăng chỉ số Z, tức là gia tăng sự ổn định tài chính của các NHTM. Như vậy giả thuyết H1 đúng. Kết quả này cũng phù hợp với các nghiên cứu của các tác giả Godlewski (2004), Abba và cộng sự (2013), Jacob Oduor và cộng sự (2017).
Bên cạnh đó, Tỷ lệ dư nợ trên tổng tiền gửi, Tỷ lệ lạm phát, Tỷ lệ lợi nhuận ròng trên vốn chủ sở hữu cũng có tác động đến sự ổn định tài chính của các NHTM trong mẫu nghiên cứu. Cụ thể như sau:
Hệ số hồi quy của biến tỷ lệ tổng dư nợ trên tổng tiền gửi (LTD) là 0,3385358 có ý nghĩa thống kê và mang giá trị dương, tức là tỷ lệ tổng dư nợ trên tổng tiền gửi có mối tương quan dương với sự ổn định tài chính của các NHTM.
Kết quả này trái với kỳ vọng dấu và không được hỗ trợ bởi các nghiên cứu của Godlewski (2004), Abba và cộng sự (2013), Mohamed Aymen Ben Moussa (2015), Jacob Oduor và cộng sự (2017).
Hệ số hồi quy của biến tỷ lệ lạm phát (INF) là -0,9334238 có ý nghĩa thống kê và mang giá trị âm, tức là tỷ lệ lạm phát có mối tương quan âm với sự ổn định tài chính của các NHTM. Kết quả này phù hợp với kỳ vọng về dấu và được hỗ trợ bởi các nghiên cứu của Mohamed Aymen Ben Moussa (2015), Jacob Oduor và cộng sự (2017). Điều này chứng tỏ khi tỷ lệ lạm phát gia tăng sẽ làm giảm giá trị chỉ số Z, tức là làm giảm sự ổn định tài chính của các NHTM. Tỷ lệ lạm phát gia tăng sẽ làm gia tăng chi phí lãi vay từ đó gia tăng gánh nặng nợ của các khách hàng vay vốn. Điều này sẽ ảnh hưởng xấu đến chất lượng của các khoản vay từ đó ảnh hưởng đến thu nhập của các NHTM và gây ra sự bất ổn định.
Hệ số hồi quy của biến Tỷ lệ lợi nhuận ròng trên vốn chủ sở hữu (ROE) là 0,7097366 có ý nghĩa thống kê và mang dấu dương, tức là tỷ lệ lợi nhuận ròng trên vốn chủ sở hữu có mối tương quan dương với sự ổn định tài chính của các NHTM. Kết quả này phù hợp với kỳ vọng về dấu và được hỗ trợ bởi các nghiên cứu của Mohamed Aymen Ben Moussa (2015), Jacob Oduor và cộng sự (2017). Kết quả này cho thấy tỷ lệ lợi nhuận ròng trên vốn chủ sở hữu gia tăng sẽ có tác động tích cực làm gia tăng sự ổn định tài chính của các NHTM.
Như vậy, kết quả ước lượng mô hình (1) cho thấy khi tỷ lệ vốn chủ sở hữu trên tổng tài sản gia tăng sẽ có tác động tích cực làm gia tăng sự ổn định tài chính của các NHTM trong mẫu nghiên cứu. Tác giả tiếp tục tìm kiếm bằng chứng về tác động phi tuyến của tỷ lệ vốn chủ sở hữu trên tổng tài sản và sự ổn định tài chính của các NHTM thông qua mô hình (2). Kết quả ước lượng mô hình (2) được trình bày trong bảng sau:
Bảng 4.10. Kết quả ước lượng mô hình (2) bằng phương pháp Feasible General Least Square – FGLS
Hệ số hồi quy | Sai số chuẩn | t | P>t | |
BANKSIZE | 0,0419644 | 0,0249983 | 1,68 | 0,093 |
EQTA | 4,262651 | 0,9049482 | 4,71 | 0,000 |
EQTA2 | -2,851388 | 1,552827 | -1,84 | 0,066 |
LTD | 0,3071051 | 0,0821945 | 3,74 | 0,000 |
ROE | 0,7808059 | 0,4114113 | 1,90 | 0,058 |
GDP | -3,328564 | 3,577966 | -0,93 | 0,352 |
INF | -0,8714559 | 0,3351736 | -2,60 | 0,009 |
CRE | -0,1205175 | 0,0713157 | -1,69 | 0,091 |
Hằng số | 1,990378 | 0,5624984 | 3,54 | 0,000 |
Nguồn: Kết quả tính toán từ phần mềm STATA 12.0
Từ kết quả hồi quy ở bảng 4.10 cho thấy kỳ vọng ban đầu của tác giả về tác động phi tuyến giữa tỷ lệ vốn chủ sở hữu trên tổng tài sản (EQTA) và sự ổn định tài chính của các NHTM là hoàn toàn hợp lý. Có thể thấy hệ số hồi quy của các biến EQTA và EQTA2 có giá trị p-value đều nhỏ hơn mức ý nghĩa 5% nên các hệ số hồi quy này đều có ý nghĩa thống kê. Đồng thời, hệ số hồi quy của biến EQTA có giá trị là 4,262651 với p-value là 0.000 nhỏ hơn mức ý nghĩa 5% nên hệ số hồi quy này có ý nghĩa thống kê tại mức 5%. Hệ số hồi quy của biến EQTA2 có giá trị là -2,851388 với p-value là 0.066 nhỏ hơn mức ý nghĩa 10% nên hệ số hồi quy này có ý nghĩa thống kê tại mức 10%. Như vậy, hệ số hồi quy của biến EQTA2 mang giá trị âm và hệ số hồi quy của biến EQTA mang giá trị dương cung cấp bằng chứng cho thấy tác động của tỷ lệ vốn chủ sở hữu trên tổng tài sản (EQTA) đến sự
ổn định tài chính của các NHTM là tác động phi tuyến và có hình chữ U ngược. Như vậy giả thuyết H2 là đúng.
Điều này ngụ ý rằng việc gia tăng tỷ lệ vốn chủ sở hữu trên tổng tài sản
(EQTA) có thể giúp làm gia tăng sự ổn định tài chính của các NHTM nhưng chỉ đến một mức tỷ lệ nhất định nào đó. Nếu tỷ lệ vốn chủ sở hữu trên tổng tài sản (EQTA) vượt qua mức này thì việc gia tăng vốn chủ sở hữu lại có thể làm giảm sự ổn định tài chính của các NHTM do hiệu quả hoạt động kinh doanh giảm sút. Tỷ lệ vốn chủ sở hữu trên tổng tài sản tại điểm đảo chiều sự ổn định tài chính của các NHTM chính là tỷ lệ vốn chủ sở hữu trên tổng tài sản tối ưu, mà tại mức tỷ lệ này sự ổn định tài chính của các NHTM là cao nhất.
Ban đầu, khi các NHTM Việt Nam gia tăng nguồn vốn chủ sở hữu sẽ cải thiện khả năng hấp thụ rủi ro, khả năng chịu rủi ro của các ngân hàng gia tăng đến lượt nó sẽ giúp gia tăng sự ổn định tài chính của các ngân hàng. Trong khuôn khổ của sự ổn định tài chính,vốn chủ sở hữu có khả năng chia sẻ rủi ro dựa trên chức năng hấp thụ rủi ro của vốn. Vốn cung cấp một bộ đệm để trang trải mọi khoản lỗ. Mức vốn cao giúp ngân hàng thâu tóm các khoản lỗ do tình trạng vỡ nợ của người vay và những trường hợp tài sản không thể phục hồi được một phần hoặc toàn bộ. Các thành phần chính của vốn chủ sở hữu NHTM Việt Nam là từ lợi nhuận giữ lại và các nguồn vốn từ phát hành cổ phiếu. Nó đóng vai trò như một công cụ tài chính giúp làm giảm tổn thất có thể gây nguy hiểm như khả năng phá sản của ngân hàng. Vốn ngân hàng quan trọng không chỉ ở cấp độ kinh tế vi mô, bảo hiểm cho bản thân các ngân hàng mà còn ở cấp độ kinh tế vĩ mô, bảo hiểm cho cả các ngân hàng. Đảm bảo hầu hết các hoạt động được tài trợ bởi tiền gửi và các khoản vay khác phải được thanh toán đầy đủ. Một ngân hàng có vốn hóa lớn, mặc dù trong một thời kỳ khó khăn nhất định đang phải chịu lỗ và giảm vốn chủ sở hữu, vẫn sẽ có sự cân bằng về ổn định tài chính.
Tuy nhiên, khi gia tăng nguồn vốn chủ sở hữu đến một mức độ nào đó sẽ làm giảm lợi nhuận từ đó giảm sự ổn định tài chính của ngân hàng. Các ngân hàng với quy mô vốn chủ sở hữu lớn sẽ xuất hiện vấn đề “quá lớn để thất bại”, các ngân