các biến kiểm soát và biến độc lập tới biến phụ thuộc (gọi tắt là mô hình 3b)
Kết quả kiểm định ở phần kiểm tra mối tương quan giữa các biến độc lập thuộc quản trị công ty và biến kiểm soát với biến phụ thuộc là hiệu quả hoạt động của ngân hàng cho thấy có dấu hiệu của hiện tượng đa cộng tuyến giữa 2 biến thời gian hoạt động của ngân hàng và yếu tố sở hữu nhà nước. Vì vậy, tác giả tiến hành kiểm tra hiện tượng đa cộng tuyến giữa các biến trong mô hình thông qua hệ số phóng đại phương sai trước khi đi vào kiểm định hồi quy.
Kiểm tra hiện tượng đa cộng tuyến
Kết quả kiểm tra hiện tượng đa cộng tuyến được thể hiện trong Bảng 4-13. Hệ số phóng đại phương sai VIF của biến sở hữu nhà nước có giá trị = 11.671 > 10. Như vậy có hiện tượng đa cộng tuyến giữa các biến trong mô hình.
Bảng 4.13: Hệ số phóng đại phương sai mô hình 3
Coefficientsa
Collinearity Statistics | ||
Tolerance | VIF | |
Year | .370 | 2.705 |
FirmSize | .147 | 6.781 |
FirmAge | .131 | 7.661 |
Boadsize | .461 | 2.171 |
Gender | .493 | 2.027 |
Edu | .484 | 2.067 |
BoardAge | .690 | 1.450 |
OutDir | .602 | 1.660 |
Block | .437 | 2.287 |
State | .086 | 11.671 |
FOWN | .559 | 1.788 |
Có thể bạn quan tâm!
-
Thống Kê Mô Tả Biến Độc Lập Là Các Yếu Tố Thuộc Quản Trị Công Ty Và Kiểm Định Dạng Phân Phối Của Các Thang Đo Biến Độc Lập -
Kết Quả Kiểm Định Hệ Số Tương Quan Giữa Biến Phụ Thuộc R&d Đại Diện Cho Thông Tin Bất Đối Xứng Với Các Biến Độc Lập Thuộc Quản Trị -
Kiểm Định Giả Thuyết Và Phân Tích Hồi Quy Xác Định Mối Quan Hệ Giữa Quản Trị Công Ty, Thông Tin Bất Đối Xứng Và Hiệu Quả Hoạt Động Của Các Ngân -
Khuyến Nghị Đối Với Hoạt Động Quản Trị Tại Ngân Hàng -
Khuyến Nghị Đối Với Các Cơ Quan Quản Lý Nhà Nước -
Shankman, A. (1999), “Reframing The Debate Between Agency And Stakeholder Theories Of The Firm”, Journal Of Business Ethics.
Xem toàn bộ 160 trang tài liệu này.
(Nguồn: nghiên cứu của tác giả)
Căn cứ vào nhận định ở phần kiểm tra hệ số tương quan, tác giả quyết định bỏ biến kiểm soát Số năm hoạt động của ngân hàng ra khỏi mô hình và tiến hành kiểm tra lại hiện tượng đa cộng tuyến.
Căn cứ vào bảng hệ số phóng đại phương sai của mô hình 3 sau khi chạy lại (bảng 4-14) , Hệ số phóng đại phương sai VIF của các biến độc lập được đưa vào phân tích ở mô hình thứ 3 sau khi loại biến đều có giá trị < 10. Như vậy không thấy dấu hiệu của đa cộng tuyến của các biến độc lập trong mô hình và các biến trong mô hình được chấp nhận
Bảng 4.14: Hệ số phóng đại phương sai mô hình 3 sau khi loại biến
Coefficientsa
Collinearity | Statistics | |
Tolerance | VIF | |
Year | .424 | 2.359 |
FirmSize | .149 | 6.711 |
Boadsize | .492 | 2.034 |
Gender | .690 | 1.450 |
Edu | .538 | 1.859 |
BoardAge | .707 | 1.415 |
OutDir | .605 | 1.654 |
Block | .666 | 1.500 |
State | .143 | 7.005 |
FOWN | .561 | 1.783 |
Kiểm tra hệ số R2 điều chỉnh
Bảng 4-13 cho thấy giá trị hệ số R2 điều chỉnh của mô hình 3a là 0.283, điều này cho thấy, nếu chưa có sự tham gia của các biến độc lập thì bản thân các biến kiểm soát giải thích được 28,3% sự biến thiên của biến phụ thuộc. Cũng từ bảng 4- 15, tác giả rút ra được hệ số R2 điều chỉnh của mô hình 3b là 0,413. Điều này cho
thấy có sự tác động của các biến kiểm soát và các biến độc lập thuộc quản trị công ty tới hiệu quả hoạt động của các ngân hàng tại Việt Nam, và các biến thuộc mô hình 3b giải thích được 41,3% sự biến thiên của hiệu quả hoạt động của các ngân hàng. Như vậy, có thể kết luận: các biến độc lập thuộc yếu tố quản trị công ty đã đóng góp giải thích thêm được 13% sự biến thiên của biến phụ thuộc là hiệu quả hoạt động của ngân hàng.
Kiểm định độ phù hợp của mô hình
Kết quả kiểm định F được thể hiện trong Bảng 4-13 cho thấy, với mô hình chỉ có các biến kiểm soát, giá trị F =28.609***. Như vậy, mô hình diễn tả mối quan hệ giữa các biến kiểm soát và biến phụ thuộc là hiệu quả hoạt động của ngân hàng đảm bảo độ tin vậy ở mức 99,9%. Với mô hình gồm cả biến kiểm soát và biến độc lập, giá trị F= 10.848, giá trị sig = 0,000, như vậy, mối quan hệ này đảm bảo độ tin cậy ở mức 99,9%. Do đó, có thể kết luận các biến kiểm soát và các biến độc lập thuộc quản trị công ty có tác động đến hiệu quả hoạt động của ngân hàng và mô hình hồi quy tuyến tính bội phù hợp với tập dữ liệu và có thể sử dụng được.
Bảng 4.15:Kết quả chạy hồi quy và đánh giá độ phù hợp của mô hình 3
Mô hình 3a (Beta) | Mô hình 3b (Beta) | |
Biến kiểm soát | ||
Năm nghiên cứu | -.592*** | -.784*** |
Quy mô tài sản của ngân hàng | .141a | .514*** |
Biến chính | ||
Số lượng thành viên HĐQT | .206** | |
Số lượng thành viên nữ của HĐQT | .052 | |
Trình độ học vấn của HĐQT | -.092 | |
Kinh nghiệm của HĐQT | .046 | |
Số thành viên HĐQT độc lập | -.097 | |
Cổ đông lớn | -.017 | |
Sở hữu nhà nước | -0.444** | |
Tỉ lệ sở hữu của nhà đầu tư nước ngoài | 0.114 | |
R2 điều chỉnh | 0.283 | 0.413 |
F | 28.609*** | 10.848*** |
N = 141 ; ap ≤ 0.1; *p ≤ 0.05; **p ≤ 0.01; ***p ≤ 0.001 | ||
Tất cả hệ số tương quan đã được chuẩn hóa | ||
(Nguồn: nghiên cứu của tác giả)
Kết quả phân tích hồi quy Bảng 4-15 cho thấy bốn biến là năm nghiên cứu, quy mô tài sản của ngân hàng, số lượng thành viên HĐQT và sở hữu nhà nước ảnh hưởng đến hiệu quả hoạt động của ngân hàng vì có giá trị Sig < 0,05. Mối quan hệ giữa các biến kiểm soát và biến độc lập thuộc quản trị công ty với hiệu quả hoạt động của ngân hàng được thể hiện trong phương trình hồi quy sau:
Y3 = -0,784X1 + 0,514X2 + 0,206X3 – 0.444X4
Trong đó:
Y3: Hiệu quả hoạt động của ngân hàng X1: Năm nghiên cứu
X2: Quy mô tài sản của ngân hàng X3: Số lượng thành viên của HĐQT X4: Sở hữu nhà nước
Phương trình hồi quy cho thấy hệ số Beta chuẩn hóa của năm nghiên cứu và Sở hữu nhà nước lần lượt là -0,784 và -0,444 đều <0 cho thấy hai biến này tác động ngược chiều tới biến phụ thuộc. Hệ số Beta chuẩn hóa của quy mô tài sản của ngân hàng và số lượng thành viên HĐQT lần lượt bằng 0,514 và 0,206 đều > 0 cho thấy hai biến này tác động thuận chiều tới hiệu quả hoạt động của ngân hàng.
Như vậy theo phương trình trên thì khi năm nghiên cứu tăng một đơn vị lệch chuẩn sẽ làm cho hiệu quả hoạt động của ngân hàng giảm đi 0,784 đơn vị lệch chuẩn (kết luận này chỉ đúng trong thời gian nghiên cứu từ 2006 đến 2014), hay nói cách khác là trong thời gian từ 2006 đến 2014, hiệu quả hoạt động của ngân hàng càng ngày càng giảm. Kết luận này khớp với tình hình thực tế khi ở Việt nam, trong giai đoạn từ 2010 đến 2014 đã ghi nhận là những năm rất khó khăn của ngành ngân hàng.
Ở chiều ngược lại, khi quy mô tài sản của ngân hàng tăng lên 1 đơn vị lệch chuẩn thì hiệu quả hoạt động của ngân hàng lại tăng lên 0,514 đơn vị lệch chuẩn. Điều này phản ánh thực tế trong thời gian qua, khi các ngân hàng có quy mô tài sản nhỏ phải đối diện với câu chuyện làm ăn kém hiệu quả dẫn đến bị thua lỗ, bị sáp nhập thì các ngân hàng có quy mô tài sản lớn tỏ ra vững vàng hơn, nói cách khác
quy mô tài sản lớn đã góp phần giúp các ngân hàng tiếp tục làm ăn hiệu quả trong thời kỳ khó khăn 2010 đến 2014.
Tương tự, khi số lượng thành viên HĐQT tăng lên 1 đơn vị lệch chuẩn thì hiệu quả hoạt động của ngân hàng sẽ tăng lên 0,206 đơn vị lệch chuẩn. Điều này khẳng định khi số lượng thành viên HĐQT tăng lên đồng nghĩa với số người gánh vác trọng trách sẽ tăng lên, các quyết định đưa ra được cân nhắc kỹ lưỡng hơn, nhìn nhận ở nhiều góc độ khác nhau hơn và hiệu quả hoạt động của ngân hàng cũng được cải thiện hơn.
Nhưng hiệu quả hoạt động thu được qua việc sở hữu quy mô tài sản lớn và một số lượng thành viên HĐQT đông đảo bị giảm đáng kể đối với các ngân hàng có yếu tố sở hữu nhà nước, với hệ số Beta điều chỉnh = -0.444, khi yếu tố sở hữu nhà nước tăng lên một đơn vị lệch chuẩn thì hiệu quả hoạt động của ngân hàng giảm đi một lượng bằng 0.444 đơn vị lệch chuẩn. Ở mô hình 2, yếu tố sở hữu của nhà nước được coi là một yếu tố làm tăng thêm tính bất đối xứng của thông tin qua đó gián tiếp làm giảm hiệu quả hoạt động của ngân hàng, thì kết quả hồi quy ở mô hình 3b lại phản ánh sự tác động bất lợi một cách trực tiếp của yếu tố sở hữu của nhà nước đến hiệu quả ngân hàng. Yếu tố sở hữu nhà nước ở mô hình 3b thể hiện một thực tế được các chuyên gia ngân hàng – tài chính đã chỉ ra trong việc điều hành các ngân hàng có yếu tố sở hữu nhà nước đó là sự trì trệ, kém nhanh nhạy trước những thay đổi của thị trường…kéo theo hệ quả tất yếu đó là hiệu quả hoạt động của các ngân hàng có yếu tố sở hữu nhà nước bị giảm sút hơn so với các ngân hàng có cùng quy mô tài sản nhưng thuộc sở hữu hoàn toàn của tư nhân.
4.4.4. Kết quả phân tích hồi quy theo mô hình thứ tư xác định mức độ tác động của các biến đại diện thông tin bất đối xứng và các biến kiểm soát tới hiệu quả hoạt động của ngân hàng
Ở phần này, cũng giống như mục 4.4.3, tác giả tiến hành chạy liền lúc 2 mô hình gồm: mô hình thứ nhất chỉ có các biến kiểm soát tác động tới biến phụ thuộc (được ký hiệu là mô hình 4a) và mô hình thứ hai gồm các biến kiểm soát và biến độc lập là các biến đại diện cho thông tin bất đối xứng tác động tới biến phụ thuộc là hiệu quả hoạt động của ngân hàng (ký hiệu là 4b)
Kiểm định hệ số R2 điều chỉnh
Bảng 4-16 cho thấy, giá trị hệ số R2 điều chỉnh của mô hình 4a là 29,6%. Giá trị hệ số R2 điều chỉnh của mô hình 4b là 0,441. Như vậy hai biến độc lập đại diện cho thông tin bất đối xứng cùng các biến kiểm soát có ý nghĩa giải thích được 44,1% sự biến động của biến phụ thuộc hiệu quả hoạt động của ngân hàng, riêng các biến đại diện cho thông tin bất đối xứng giải thích thêm được 14,5% sự biến động của biến phụ thuộc là hiệu quả hoạt động của ngân hàng.
Kiểm định độ phù hợp của mô hình
Kết quả kiểm định F được thể hiện trong Bảng 4-16 cho thấy giá trị F của mô hình 4a bằng 20.636, giá trị sig = 0,000, giá trị F của mô hình 4b bằng 23.058***. Như vậy, mối quan hệ giữa các biến kiểm soát, biến độc lập thông tin bất đối xứng và biến phụ thuộc đảm bảo độ tin cậy với mức độ cho phép là 5%. Do đó, có thể kết luận biến độc lập thông tin bất đối xứng và biến kiểm soát có tác động đến hiệu quả hoạt động của ngân hàng và mô hình hồi quy tuyến tính bội phù hợp với tập dữ liệu và có thể sử dụng được.
Bảng 4.16: Kết quả chạy hồi quy và đánh giá độ phù hợp của mô hình 4
Mô hình 4a (Beta) | Mô hình 4b (Beta) | |
Biến kiểm soát | ||
Năm nghiên cứu | -.621*** | -.609*** |
Quy mô tài sản của ngân hàng | .302** | .240* |
Số năm hoạt động | -.202a | -.046 |
Biến chính | ||
R&D | -.294*** | |
Leverage | -.267*** | |
R2 điều chỉnh | 0.296 | 0.441 |
F | 20.636*** | 23.058*** |
N = 141 ; ap ≤ 0.1; *p ≤ 0.05; **p ≤ 0.01; ***p ≤ 0.001 | ||
Tất cả hệ số tương quan đã được chuẩn hóa | ||
(Nguồn: nghiên cứu của tác giả)
Kết quả phân tích hồi quy Bảng 4-16 cho thấy ba biến là Năm nghiên cứu, R&D và Leverage có ảnh hưởng đến hiệu quả hoạt động của ngân hàng ở mức 99,9% vì có giá trị Sig = 0,000. Biến quy mô tài sản của ngân hàng có ảnh hưởng tới hiệu quả hoạt động của ngân hàng ở mức 95% với giá trị Sig = 0.040 < 0.05. Mối quan hệ giữa các biến kiểm soát và biến độc lập đại diện cho thông tin bất đối xứng với hiệu quả hoạt động của ngân hàng được thể hiện trong phương trình hồi quy sau:
Y4 = - 0,609X1 + 0,240X2 – 0.294X3 – 0.267X4
Trong đó:
Y4: Hiệu quả hoạt động của ngân hàng X1: Năm nghiên cứu
X2: Quy mô tài sản của ngân hàng X3: R&D
X4: Leverage
Phương trình hồi quy cho thấy hệ số Beta chuẩn hóa của hai biến đại diện cho thông tin bất đối xứng và biến năm nghiên cứu đều < 0 cho thấy ba biến này tác động ngược chiều tới hiệu quả hoạt động của ngân hàng. Ở chiều ngược lại, biến Quy mô tài sản của ngân hàng có hệ số Beta chuẩn hóa của năm nghiên cứu > 0 cho thấy biến kiểm soát này tác động cùng chiều tới biến phụ thuộc.
Như vậy theo phương trình trên thì khi năm nghiên cứu tăng một đơn vị lệch chuẩn sẽ làm cho hiệu quả hoạt động của ngân hàng giảm đi 0,609 đơn vị lệch chuẩn (kết luận này chỉ đúng trong thời gian nghiên cứu từ 2006 đến 2014), hay nói cách khác là trong thời gian từ 2006 đến 2014, hiệu quả hoạt động của ngân hàng càng ngày càng giảm.
Tiếp theo là biến Quy mô tài sản của ngân hàng với hệ số Beta chuẩn hóa = 0.240, tức là khi quy mô tài sản của ngân hàng tăng lên một đơn vị lệch chuẩn thì hiệu quả hoạt động của ngân hàng tăng lên 0.240 đơn vị lệch chuẩn. Cơ chế tác động của quy mô tài sản tới hiệu quả hoạt động đã được giải thích ở mô hình 3b.
Tiếp theo là biến R&D, với hệ số Beta chuẩn hóa = -0,294 . Tức là, khi R&D tăng lên 1 đơn vị lệch chuẩn (kéo theo tính bất đối xứng của thông tin tăng lên) thì hiệu quả hoạt động của ngân hàng sẽ giảm đi 0,294 đơn vị lệch chuẩn.
Cuối cùng là biến Leverage với hệ số Beta chuẩn hóa = -0,267. Tức là, khi Leverage tăng lên 1 đơn vị lệch chuẩn (kéo theo tính bất đối xứng của thông tin tăng lên) thì hiệu quả hoạt động của ngân hàng sẽ giảm đi 0,267 đơn vị lệch chuẩn.
Như vậy, nói chung khi thông tin bất đối xứng tăng lên thì hiệu quả hoạt động của ngân hàng sẽ giảm đi, hay nói cách khác là mức độ bất đối xứng của thông tin ảnh hưởng tiêu cực tới hiệu quả hoạt động của ngân hàng.
Kiểm tra hiện tượng đa cộng tuyến
Kết quả kiểm tra hiện tượng đa cộng tuyến được thể hiện trong Bảng 4.17. Hệ số phong đại phương sai VIF của các biến kiểm soát được đưa vào phân tích ở mô hình 4b đều có giá trị < 10. Như vậy tính đa cộng tuyến của các biến kiểm soát và biến độc lập đại diện cho thông tin bất đối xứng là không đáng kể và các biến trong mô hình được chấp nhận.
Bảng 4.17: Hệ số phóng đại phương sai mô hình 4b
Coefficientsa
Collinearity | Statistics | |
Tolerance | VIF | |
Year | .739 | 1.354 |
FirmSize | .306 | 3.267 |
FirmAge | .415 | 2.407 |
RnD | .874 | 1.144 |
Leverage | .749 | 1.335 |
(Nguồn: nghiên cứu của tác giả)
4.4.4. Tổng hợp kết quả phân tích hồi qui của 4 mô hình
Từ các bảng kết quả hồi quy ở trên tác giả kết luận về các giả thuyết ở chương 2 như sau:
- Giả thuyết H2.5: Có sự tác động của yếu tố số lượng thành viên HĐQT độc lập tới biến đại diện của thông tin bất đối xứng là R&D. Với Sig <0.01 giả thuyết được chấp nhận với độ tin cậy 99%. Với hệ số Beta chuẩn hóa <0, ta có thể kết luận