Kết Quả Kiểm Định Quan Hệ Giữa Hoạt Động Đầu Tư Trực Tiếp Ra Nước

Bước 2. Chạy mô hình random effect để lựa chọn giữa mô hình pooled OLS và random effect. Theo đó kết quả kiểm định Breusch-Pagan với Ho = Var (μO ) = 0 cho kết quả Prob > chibar2 = 0.0000. Theo đó Ho bị bác bỏ. Kết quả cho thấy mô hình random effect được lựa chọn. Đồng thời kết quả cũng cho thấy trong mô hình random effect có hiện tượng phương sai sai số thay đổi.

Bước 3. Sử dụng hausman test để lựa chọn giữa mô hình fixed effect và random effect. Kết quả hausman test cho Prob>chi2 = 0.9469. Theo đó Ho được chấp nhận và mô hình random effect được sử dụng.

Bước 4. Kiểm tra các khuyết tật của mô hình

Trước hết kiểm tra hiện tượng tương quan chuỗi bằng Wooldridge test for autocorrelation in panel data. Kết quả cho thấy mô hình có hiện tượng tương quan chuỗi. Đồng thời từ kết quả ở phần trên cho thấy mô hình RE gặp phải hiện tượng phương sai sai số thay đổi.

Bước 5. Lựa chọn mô hình cuối cùng

Đặc điểm dữ liệu là long data với T và N tương ứng là 46 và 7. Do đó với các khuyết tật của mô hình đã được xác định, 4 công cụ ước lượng được lựa chọn để xem xét, trong đó 2 công cụ ước lượng chính và 2 công cụ để đối chiếu gồm:

- Sử dụng Generalized least squares với lựa chọn panel specific AR (1) để xử lý hiện tượng tự tương quan (autocorrrelation). Đồng thời trong mô hình GLS bổ sung thêm 2 lựa chọn là: GLS1 lựa chọn heteroskedastic and correlated để xử lý hiện tượng phương sai sai số thay đổi và cross-section correlation; và GLS2. lựa chọn heteroskedastic but correlated để xử lý hiện tượng phương sai sai số thay đổi, không tính đến cross-section correlation do N = 7.

- Sử dụng Linear regression with panel corrected standard errors với lựa chọn panel specific AR (1) để xử lý hiện tượng tự tương quan (autocorrrelation). Đồng thời trong mô hình PCSE bổ sung thêm 2 lựa chọn là: PCSE1 lựa chọn heteroskedastic and correlated để xử lý hiện tượng phương sai sai số thay đổi và cross-section correlation; và PCSE2 lựa chọn heteroskedastic but correlated để xử lý hiện tượng phương sai sai số thay đổi, không tính đến cross-section correlation do N = 7.

Giữa 2 mô hình GLS và PCSE, mô hình GLS được ưu tiên hơn theo quy tắc được đề xuất bởi Reed and Ye (2011). Trong đó mục tiêu chính của mô hình tính chính xác và tỷ lệ T/N là > 1,5.

- Sử dụng Random effects linear model with AR(1) disturbances với ký hiệu là REAR1. Việc lựa chọn công cụ ước lượng này do đặc điểm dữ liệu có N là 7 trong khi T là 46 nên xử lý khuyết tật về tương quan chuỗi (serial correlation) được tập trung hơn, trong khi các khuyết tật về phương sai sai số thay đổi (heteroskedasticity) và tương quan chéo (cross section correlation) có thể linh hoạt hơn. Mặc dù vậy đây cũng chỉ là công cụ ước lượng để tham khảo để so sánh.

- Sử dụng Random effect model với ký hiệu là RE. Kết quả của ước lượng chỉ mang tính chất tham khảo để so sánh.

4.1.3. Kết quả phân tích định lượng

4.1.3.1. Kết quả kiểm định quan hệ giữa hoạt động đầu tư trực tiếp ra nước ngoài và hiệu quả hoạt động của các NHTM Việt Nam 2009-2020

Kết quả tổng hợp toàn bộ các mô hình như sau:

Bảng 4.3: Kết quả tổng hợp ước lược các mô hình

GLS1

GLS2

PCSE1

PCSE2

REAR1

DOFDIDN

1.180***

[2.92]

1.452***

[2.71]

0.776

[1.27]

0.776

[1.29]

0.723

[1.22]

1.045

[0.96]

logTTS

0.238***

[8.04]

0.157***

[4.02]

0.180***

[3.76]

0.180***

[4.29]

0.155***

[2.92]

0.150***

[3.54]

logVCSH

0.0254

[1.34]

0.0265

[0.98]

0.0112

[0.37]

0.0112

[0.38]

0.00624

[0.15]

0.0281

[0.77]

logCPQL

-0.272***

[-13.80]

-0.186***

[-5.96]

-0.190***

[-5.83]

-0.190***

[-5.86]

-0.154***

[-3.91]

-0.203***

[-6.77]

_cons

0.284

[1.31]

0.377

[1.29]

0.306

[0.86]

0.306

[1.00]

0.261

[0.65]

0.760***

[3.22]

Có thể bạn quan tâm!

Xem toàn bộ 193 trang tài liệu này.

Nguồn: tính toán của tác giả

Kết quả mô hình cho 7 nhận định chính như sau:

Thứ nhất, từ kết quả mô hình 1 được lựa chọn chính cho thấy khi tốc độ tăng tỷ lệ OFDI/DN qua các quý tăng 1 đơn vị thì chỉ số hiệu quả FP của các ngân hàng sẽ tăng 1.18 đơn vị theo mô hình GLS1 và 1.452 đơn vị theo mô hình GLS2. Đây là kết quả tích cực và trùng với giả thuyết ban đầu khi gia tăng OFDI thì OE của các NHTM cũng gia tăng thuận chiều. Thậm chí mức tăng OFDI tác động đến hiệu quả FP ở mức khá cao so với các biến khác. Dấu thuận chiều cho thấy những lợi ích của hoạt động OFDI của các ngân hàng đang cao hơn so với chi phí bỏ ra.

Thứ hai, trong 6 mô hình xem xét, chỉ có GLS1 và GLS22 cho hệ số của biến DOFDIDN có ý nghĩa thống kê. Tuy nhiên đây cũng là mô hình được lựa chọn chính của luận án để giải thích kết quả. Hệ số của biến DOFDIDN trong các mô hình các mô hình còn lại gồm PCSE1, PCSE2, REAR1 và RE đều không có ý nghĩa thống kê. Tuy nhiên đây chỉ là những mô hình tham khảo thêm. Bên cạnh đó dấu hệ số của biến DOFDIDN đều mang dấu dương, lần lượt là 0.776; 0.776 0.723; 1.045. Theo đó mặc dù các hệ số không có ý nghĩa thống kê nhưng đều thống nhất mang dấu dương, phản ánh mối quan hệ thuận chiều giữa mức độ OFDI và chỉ số hiệu quả FP của các ngân hàng Việt nam trong giai đoạn. Kết quả này củng cố chắc chắn thêm kết luận thứ nhất được rút ra.

Thứ tư, hệ số của biến tổng tài sản đều có ý nghĩa thống kê trong cả 6 mô hình và đều mang dấu dương, phản ánh mối quan hệ thuận chiều. Kết quả này cho thấy khi tốc độ tăng trưởng tổng tài sản tăng lên thì chỉ số hiệu quả FP của các ngân hàng cũng tăng lên trong giai đoạn. Từ kết quả mô hình GLS1 cho thấy khi tốc độ tăng trưởng tổng tài sản thêm 1 đơn vị thì chỉ số hiệu quả FP cũng tăng thêm 0.238 đơn vị.

Thứ năm, hệ số của biến vốn chủ sở hữu đều không có ý nghĩa thống kê trong cả 6 mô hình. Kết quả này không cho phép nhận định về mối quan hệ giữa tốc độ tăng vốn chủ sở hữu và chỉ số hiệu quả FP của các ngân hàng trong giai đoạn. Tuy nhiên dấu hệ số của biến VCSH trong cả 6 mô hình đều mang dấu dương phần nào cho thấy mối quan hệ thuận chiều giữa 2 biến.

Thứ sáu, hệ số của biên chi phí quản lý đều có ý nghĩa thống kê trong cả 6 mô hình và đều mang dấu âm, phản ánh mối quan hệ ngược chiều. Kết quả này cho thấy khi tốc độ tăng trưởng chi phí quản lý tăng lên thì chỉ số hiệu quả FP của các ngân hàng sẽ giảm xuống trong giai đoạn. Nhận định này phù hợp với giả thuyết đưa ra và cũng phù hợp với các nghiên cứu trước đây. Từ kết quả mô hình GLS1 cho thấy khi tốc độ tăng trưởng tổng tài sản thêm 1 đơn vị thì chỉ số hiệu quả FP giảm 0.272 đơn vị.

4.3.3.2. Kết quả kiểm định quan hệ giữa hoạt động đầu tư trực tiếp ra nước ngoài và hiệu quả tài chính của các NHTM Việt Nam giai đoạn 2009-2020

Để kiểm chứng lại nhận định ban đầu khi đánh giá OFDI tại các NHTM Việt nam đang trong giai đoạn đầu nên chưa có ảnh hưởng đến các chỉ tiêu hiệu quả tài chính, luận án tiếp tục thay biến phụ thuộc từ FP thành biến tỷ lệ thu nhập/TTS để so sánh.

Thực hiện trình tự phân tích tương tự, kết quả cho thấy:

(i) các chuỗi dữ liệu trong mô hình đều đạt tính dừng,

(ii) Lựa chọn mô hình: kết quả F test that all u_i=0: F(6, 304) = 31.67 với Prob

> F = 0.0000; kết quả Breusch and Pagan Lagrangian multiplier test that Var(u) = 0, cho kết quả chibar2(01) = 737.04 và Prob > chibar2 = 0.0000; kết quả Hausman test Ho: difference in coefficients not systematic, cho kết quả chi2(4) = (b-B)'[(V_b- V_B)^(-1)](b-B) = 1.58 với Prob>chi2 =0.8131, theo đó lựa chọn mô hình RE.

(iii) mô hình có hiện tượng phương sai sai số thay đổi, có hiện tượng cross- sectional correlation nhưng không có serial correlation khi Wooldridge test for autocorrelation in panel data H0: no first-order autocorrelation cho kết quả F(1,6) =

1.301 với Prob > F = 0.2975.

(iv) kết quả ước lượng bằng mô hình GLS với corelation, pcse với corelation và random effect cho kết quả như sau:

Bảng 4.4: Kết quả mô hình sử dụng biến phụ thuộc hiệu quả tài chính

GLS cor

pcse cor psar1

random

DOFDIDN

-0.0106

[-0.57]

0.0104

[0.74]

0.0143

[0.79]

logTTS

-0.00303***

[-5.46]

-0.00280***

[-2.78]

-0.00549***

[-7.80]

logVCSH

0.00107**

[2.27]

0.000497

[0.67]

0.00217***

[3.59]

logCPQLHD

0.00216***

[5.91]

0.00240***

[2.87]

0.00302***

[6.06]

_cons

0.0115***

[4.81]

0.0139**

[1.96]

0.0236***

[6.06]

Nguồn: tính toán của tác giả

Có 3 nhận định chính được rút ra như sau:

Thứ nhất, với kết quả chính đạt được trong mô hình GLS có thể thấy không có cơ sở để khẳng định mối quan hệ giữa quy mô OFDI và chỉ tiêu hiệu quả tài chính. Điều này phù hợp với giả thuyết ban đầu.

Thứ hai, kết quả kiểm định mối quan hệ giữa OFDI và thu nhập không có ý nghĩa thống kê tiếp tục được khẳng định bằng các công cụ khác nhau như PCSE và mô hình tác động ngẫu nhiên như bảng 3.8. Bên cạnh đó dấu của hệ số tác động trong các mô hình cũng không ổn định. Trong mô hình GLS kết quả là -0,0106 thì đến mô hình PCSE lại là 0,0104 và đến mô hình tác động ngẫu nhiên là 0,0143. Điều này khẳng

định thêm về kết luận không có cơ sở để khẳng định mối quan hệ giữa OFDI và chỉ tiêu hiệu quả tài chính của các NHTM Việt Nam giai đoạn 2009-2020.

Thứ ba, đối với các chỉ tiêu kiểm soát:

- Chỉ tiêu tổng tài sản, có thể thấy quan hệ giữa biến tổng tài sản và biến hiệu quả tài chính được khẳng định theo hướng ngược chiều trong cả 3 công cụ ước lượng. Theo đó khi logTTS tăng 1 đơn vị thì chỉ tiêu thu nhập/tổng tài sản lại giảm đi 0,00107 đơn vị. Đây là kết quả thú vị khi so sánh với kết quả trong mô hình với biến phụ thuộc là chỉ tiêu hiệu quả hoạt động của các ngân hàng. Trong đó quan hệ giữa TTS và hiệu quả hoạt động là quan hệ thuận chiều được khẳng định.

- Chỉ tiêu vốn chủ sở hữu, có thể thấy mối quan hệ giữa quy mô vốn chủ sở hữu của ngân hàng và hiệu quả tài chính là thuận chiều và được khẳng định. Theo đó khi log VCSH tăng 1 đơn vị thì chỉ tiêu thu nhập/TTS tăng 0,0017 đơn vị. Tuy nhiên khi đối chiếu với mô hình với biến phụ thuộc là hiệu quả hoạt động, mối quan hệ này không có ý nghĩa thống kê, nhưng vẫn cho mối quan hệ thuận chiều. Theo đó có thể thấy, trong trường hợp các NHTM Việt Nam, quan hệ giữa VCSH và hiệu quả hoạt động không được khẳng định, nhưng với hiệu quả tài chính lại theo hướng thuận chiều.

- Chỉ tiêu chi phí quản lý, có thể thấy quan hệ giữa chi phí quản lý của ngân hàng và hiệu quả tài chính theo hướng thuận chiều và được khẳng định. Theo đó khi log chi phí quản lý của ngân hàng tăng 1 đơn vị thì tỷ lệ thu nhập/TTS của ngân hàng cũng tăng 0,015 đơn vị. Kết quả này ngược với kết quả trong mô hình với biến phụ thuộc làhiệu quả hoạt động. Trong đó mối quan hệ giữa chi phí quản lý và hiệu quả hoạt động cũng được khẳng định nhưng theo hướng ngược chiều.

4.1.3.3. Kết quả kiểm định vai trò điều tiết của yếu tố sở hữu trong quan hệ giữa hoạt động đầu tư trực tiếp ra nước ngoài và hiệu quả hoạt động, hiệu quả tài chính của các NHTM Việt Nam giai đoạn 2009-2020

Bảng 4.5: Kết quả kiểm định mô hình vai trò điều tiết của biến tính chất sở hữu

TFPeffi~e

TNTTS

DOFDIDN

1.033**

[2.54]

0.000273

[0.02]

1.SH

0.168***

[4.88]

-0.000318

[-0.48]

1.SH#c.DOFDIDN

-3.752*

[-1.73]

0.0321

[0.75]

logTTS

0.150***

[4.21]

-0.00143*

[-1.74]

0.00283	0.000404
logVCSH	[0.15]	[0.57]
	-0.240***	0.00123**
logCPQLHD	[-12.34]	[2.03]
	1.831***	0.00918
_cons	[4.37]	[1.64]

t statistics in rackets

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

Với kết quả trên có thể thấy:

Nguồn: tính toán của tác giả

- Trong mô hình với biến phụ thuộc là hiệu quả hoạt động:

+ Đối với biến OFDI: khi thêm biến sở hữu vào mô hình, tác động của biến DOFDIDN đến hiệu quả hoạt động tiếp tục có ý nghĩa thống kê với hệ số 1,033. Kết quả này cho biết: với xác suất 95%, có căn cứ để khẳng định mối quan hệ thuận chiều giữa sai phân bậc 1 của OFDI/DN và hiệu quả hoạt động. Theo đó khi sai phân bậc 1 của biến OFDI/DN tăng 1 đơn vị thì hiệu quả hoạt động của các NHTM Việt Nam trong giai đoạn 2009-2020 cũng tăng 1,033 đơn vị. Theo đó kết quả này tương đồng với mô hình tương tự nhưng không có biến yếu tố sở hữu với hệ số của biến DOFDIDN là 1,18 và cũng có ý nghĩa thống kê. Tuy nhiên hệ số của biến DOFDI đã giảm từ mức 1,18 xuống còn 1,033.

+ Đối với biến yếu tố sở hữu: hệ số của biến sở hữu ở mức 1 – các ngân hàng có sở hữu nhà nhà nước ở mức 0,168 và có ý nghĩa thống kê với mức 99%. Kết quả này cho thấy mức hiệu quả hoạt động của các ngân hàng thuộc nhóm ngân hàng có vốn sở hữu nhà nước cao hơn 0,168 đơn vị so với các NHTM không có vốn sở hữu nhà nước.

+ Đối với biến tương tác: hệ số của biến 1.SH#D.OFDIDN trong mô hình với biến phụ thuộc là hiệu quả hoạt động ở mức -3,752 và có ý nghĩa thống kê ở mức 90%. Kết quả này cho thấy yếu tố sở hữu có quan hệ thuận chiều đến mối quan hệ giữa OFDI và hiệu quả hoạt động của các ngân hàng. Cụ thể nếu ngân hàng thuộc nhóm NHTM có vốn sở hữu nhà nước thì tác động của OFDI đến hiệu quả hoạt động thấp hơn 3,752 đơn vị so với nhóm NHTM không có vốn sở hữu nhà nước.

+ Đối với biến kiểm soát:

(i) Hệ số của biến logTTS trong mô hình tiếp tục có ý nghĩa thống kê với mức 0,150. Dấu của hệ số tương đồng với dấu của hệ số logTTS trong mô hình với biến

phụ thuộc là hiệu quả hoạt động nhưng không có biến yếu tố sở hữu (0,238). Theo đó khi xem xét thêm yếu tố sở hữu trong mô hình thì biến kiểm soát quy mô tổng tài sản vẫn tiếp tục có tác động đến hiệu quả hoạt động với mức khi log tổng tài sản tăng thêm 1 đơn vị thì hiệu quả hoạt động tăng thêm 0,15 đơn vị. Mặc dù vậy khi đưa thêm yếu tố sở hữu vào mô hình thì mức độ tác động của biến log tổng tài sản đến hiệu quả hoạt động bị giảm xuống từ mức 0,238 xuống còn 0,15 đơn vị.

- Hệ số của biến logVCSH trong mô hình tiếp tục không có ý nghĩa thống kê, tương tự kết quả trong mô hình không có yếu tố sở hữu.

- Hệ số của biến logCPQLHD trong mô hình với biến phụ thuộc là hiệu quả hoạt động tiếp tục có ý nghĩa thống kê với mức -0,240. Dấu của hệ số tương đồng với dấu của hệ số logCPQLHD trong mô hình với biến phụ thuộc là hiệu quả hoạt động nhưng không có biến yếu tố sở hữu (-0,272). Theo đó khi xem xét thêm yếu tố sở hữu trong mô hình thì biến kiểm soát chi phí quản lý vẫn tiếp tục có tác động đến hiệu quả hoạt động với mức khi log chi phí quản lý tăng thêm 1 đơn vị thì hiệu quả hoạt động giảm xuống 0,24 đơn vị. Mặc dù vậy khi đưa thêm yếu tố sở hữu vào mô hình thì mức độ tác động của biến log chi phí quản lý đến hiệu quả hoạt động lại giảm thêm từ mức 0,272 xuống còn 0,24 đơn vị.

- Trong mô hình với biến phụ thuộc là hiệu quả tài chính (TN/TTS):

+ Đối với biến DOFDIDN: tương tự, khi thêm biến loại hình sở hữu vào mô hình cũng không giúp hệ số của biến DOFDIDN trở nên có ý nghĩa thống kê. Theo đó, kết luận vẫn không thay đổi là không có căn cứ để khẳng định mối quan hệ giữa chỉ tiêu sai phân bậc 1 của biến OFDI/DN và chỉ tiêu thu nhập / TTS của các ngân hàng thương mại Việt nam giai đoạn 2009-2020.

+ Đối với biến yếu tố sở hữu: hệ số của biến sở hữu ở mức 1 – các ngân hàng có sở hữu nhà nhà nước không có ý nghĩa thống kê.

+ Đối với biến tương tác: hệ số của biến 1.SH#D.OFDIDN trong mô hình với biến phụ thuộc là chỉ tiêu hiệu quả tài chính (thu nhập/TTS) ở mức 0,0321 nhưng lại không ý nghĩa thống kê.

+ Đối với biến kiểm soát:

(i) Hệ số của biến logTTS trong mô hình với biến phụ thuộc là hiệu quả tài chính (thu nhập/TTS) tiếp tục có ý nghĩa thống kê với mức -0,00143. Dấu của hệ số tương đồng với dấu của hệ số logTTS trong mô hình với biến phụ thuộc là hiệu quả hoạt động nhưng không có biến yếu tố sở hữu (-0,00303). Theo đó khi xem xét thêm

yếu tố sở hữu trong mô hình thì biến kiểm soát quy mô tổng tài sản vẫn tiếp tục có tác động đến hiệu quả hoạt động với mức khi log tổng tài sản tăng thêm 1 đơn vị thì hiệu quả hoạt động giảm xuống 0,00143 đơn vị. Mặc dù vậy khi đưa thêm yếu tố sở hữu vào mô hình thì mức độ tác động của biến log tổng tài sản đến hiệu quả hoạt động lại tăng thêm từ mức 0,00303 xuống còn 0,00143 đơn vị.

(ii) Hệ số của biến logVCSH trong mô hình với biến phụ thuộc là hiệu quả tài chính (thu nhập/TTS) tiếp tục không có ý nghĩa thống kê, tương tự kết quả trong mô hình không có yếu tố sở hữu.

(iii) Hệ số của biến logCPQLHD trong mô hình với biến phụ thuộc là hiệu quả tài chính (thu nhập/TTS) tiếp tục có ý nghĩa thống kê với mức 0,00123. Dấu của hệ số tương đồng với dấu của hệ số logCPQLHD trong mô hình với biến phụ thuộc là hiệu quả hoạt động nhưng không có biến yếu tố sở hữu (0,00216). Theo đó khi xem xét thêm yếu tố sở hữu trong mô hình thì biến kiểm soát chi phí quản lý vẫn tiếp tục có tác động đến hiệu quả hoạt động với mức khi log chi phí quản lý tăng thêm 1 đơn vị thì hiệu quả hoạt động cũng tăng thêm 0,00123 đơn vị. Mặc dù vậy khi đưa thêm yếu tố sở hữu vào mô hình thì mức độ tác động của biến log chi phí quản lý đến hiệu quả tài chính lại giảm từ mức 0,00216 xuống còn 0,00123 đơn vị.

4.1.3.4. Kết quả kiểm định vai trò điều tiết của yếu tố địa bàn trong quan hệ giữa hoạt động đầu tư trực tiếp ra nước ngoài và hiệu quả hoạt động, hiệu quả tài chính của các NHTM Việt Nam giai đoạn 2009-2020

Bảng 4.6: Kết quả kiểm định mô hình vai trò điều tiết của biến số lượng địa bàn kinh doanh tại thị trường nước ngoài

TFPeffi~e

TNTTS

DOFDIDN

-33.19

[-1.26]

-0.853

[-1.33]

2.DB

0.0302

[0.71]

-0.00186***

[-3.12]

4.DB

-0.0179

[-0.46]

-0.00212**

[-2.47]

7.DB

0.0745***

[2.60]

-0.00173***

[-3.47]

2.DB#c.D~N

34.52

[1.31]

0.855

[1.33]

4.DB#c.D~N

25.92

[0.94]

1.093*

[1.67]

7.DB#c.D~N

31.14

[1.18]

0.861

[1.34]