Kiểm Định Giả Thuyết H1 Và Thảo Luận Kết Quả Nghiên Cứu

Bảng 4.13 trình bày kết quả hồi quy mô hình nghiên cứu thực nghiệm với PLS, FEM, REM và REM-RSE. Từ kết quả hồi quy mô hình REM-RSE, giá trị H-Statistic của thị trường NHTM Việt Nam được xác định là H-TTNHVN = 0,543 (0,343 + 0,134 + 0,066). Như vậy, 0 < H-Statistic < 1, theo mô hình Panzar – Rosse đây là trường hợp cạnh tranh độc quyền. Cả 3 biến giá đầu vào là giá đầu vào của vốn huy động (w1), giá đầu vào của nhân viên (w2) và giá đầu vào của vốn vật chất (w3) đều có hệ số hồi quy dương và có ý nghĩa thống kê. Trong đó, hệ số hồi quy của giá đầu vào vốn huy động cao nhất với 0,343, nghĩa là 1% thay đổi của giá đầu vào vốn huy động sẽ làm cho thu nhập của ngân hàng thay đổi 0,343%. Tiếp đến là hệ số hồi quy giá đầu vào nhân viên với 0,134, nghĩa là 1% thay đổi của giá đầu vào nhân viên sẽ làm cho thu nhập của ngân hàng thay đổi 0,134%, và thấp nhất là hệ số hồi quy của giá đầu vào vốn vật chất với 0,066, nghĩa là 1% thay đổi của giá đầu vào vốn vật chất sẽ làm cho thu nhập của ngân hàng thay đổi 0,066%.

Giá trị H-Statistic của nhóm NHNNg là H-NHNNg = 0,169 (0 + (-0,051) + 0,22) phản ảnh mức đóng góp hay ảnh hưởng của nhóm NHNNg vào H-TTNHVN. Trong đó hệ số hồi quy của giá đầu vào vốn huy động bằng 0, nghĩa là sự thay đổi của giá đầu vào của vốn huy động hầu như không tác động đến sự thay đổi thu nhập của NHNNg. Hệ số hồi quy của giá đầu vào của nhân viên nhỏ hơn 0 (-0,051) nhưng không có ý nghĩa thống kê, nghĩa là giá đầu vào của nhân viên cũng không ảnh hưởng đến thu nhập của NHNNg. Hệ số hồi quy của giá đầu vào của vốn vật chất có ý nghĩa thống kê với giá trị hệ số hồi quy là 0,22, nghĩa là 1% thay đổi của giá đầu vào vốn vật chất sẽ làm cho thu nhập của NHNNg thay đổi 0,22%. Kết quả hồi quy phản ánh thu nhập của nhóm NHNNg hầu như không bị ảnh hưởng của giá đầu vào của vốn huy động, mà chỉ phụ thuộc vào vốn vật chất.

Hệ số hồi quy của biến quy mô tài sản (ln(AS)) chung của nhóm ngân hàng trong nước và NHNNg có giá trị 1,07 và có ý nghĩa thống kê cho thấy nếu quy mô tài sản tăng 1% thì thu nhập của ngân hàng tăng 1,07% và trường hợp ngược lại khi quy mô tài sản giảm 1% thì thu nhập của ngân hàng giảm 1,07%. Trong đó, hệ số hồi quy của biến quy mô tài sản của nhóm NHNNg (ln(AS)*D) cũng lớn hơn 0 (0,077) và có

ý nghĩa thống kê.

Tương tự, hệ số hồi quy của biến tỷ lệ cho vay trên tài sản (ln(LO)) chung của nhóm ngân hàng trong nước và NHNNg là 0,02 và có ý nghĩa thống kê, cho thấy nếu cho vay tăng 1% thì thu nhập của ngân hàng tăng 0,02% và trường hợp ngược lại khi cho vay giảm 1% thì thu nhập của ngân hàng giảm 0,02%. Tuy nhiên, hệ số hồi quy của biến tỷ lệ cho vay trên tài sản của nhóm NHNNg (ln(LO)*D) lại có giá trị âm, nhưng không có ý nghĩa thống kê. Điều này có nghĩa là sự thay đổi của tỷ lệ cho vay trên tài sản không làm thay đổi thu nhập của NHNNg. Kết này phù hợp với kết quả phân tích biến giá đầu vào của vốn huy động.

4.2.4. Kiểm định giả thuyết H1 và thảo luận kết quả nghiên cứu

Để kiểm định giả thuyết H1 (Thâm nhập của NHNNg làm tăng tính cạnh tranh của thị trường NHTM Việt Nam), luận án sử dụng kiểm định F đối với giá trị H-NHNNg được ước lượng từ Mô hình 3.2 bằng phương pháp REM-RSE trình bày ở Bảng 4.13. Kết quả kiểm định giả thuyết H1 được trình bày trong Bảng 4.14.

Bảng 4.14: Kết quả kiểm định giả thuyết H1

H-Statistic	Hệ số hồi quy	Giá trị
H-TTNHVN	(β1 + β2 + β3)	0,543
H-NHNNg	(β4 + β5 + β6)	0,169
Kiểm định F: H-NHNNg = 0		4,43** (0,035)

Có thể bạn quan tâm!

Xem toàn bộ 216 trang tài liệu này.

Ghi chú: Giá trị P-value được ghi trong ngoặc đơn. (**) mức ý nghĩa 5%.

Nguồn: Tác giả tính toán từ mẫu dữ liệu nghiên cứu bằng phần mềm STATA.

Qua Bảng 4.14 kết quả kiểm định giả thuyết H1 cho thấy giá trị H-Statistic của thị trường NHTM Việt Nam là H-TTNHVN = 0,543, trong đó đóng góp của nhóm NHNNg là H-NHNNg = 0,169 lớn hơn 0 và có ý nghĩa thống kê ở mức 95%, là cơ sở chấp nhận giả thuyết H1. Điều này cho thấy rằng thâm nhập của NHNNg làm tăng mức độ cạnh tranh của thị trường NHTM Việt Nam trong giai đoạn 2009 - 2019.

Kết quả nghiên cứu của luận án này phù hợp với một số nghiên cứu quốc tế đã thực hiện (Cho, 1990; Diallo, 2016; Jeon và cộng sự, 2011; Mulyaningsih và cộng sự, 2015; Yin, 2020).

Cho (1990) cho thấy rằng thâm nhập của NHNNg đã làm tăng tính cạnh tranh của thị trường ngân hàng Indonesia. Kết quả nghiên cứu của Jeon và cộng sự (2011) cũng cho thấy sự hiện diện của NHNNg làm tăng mức độ cạnh tranh tại thị trường ngân hàng của 17 nền kinh tế mới nổi tại châu Á và Mỹ Latinh.

Các nghiên cứu gần đây như Mulyaningsih và cộng sự (2015) cũng phát hiện thâm nhập của NHNNg làm gia tăng tính cạnh tranh của thị trường ngân hàng Indonesia. Nghiên cứu của Diallo (2016) tại 34 quốc gia châu Phi, và (Yin, 2020) nghiên cứu tại các nước đang phát triển cũng cho kết quả tương tự.

Tuy nhiên, kết quả của nghiên cứu này hoàn toàn trái ngược với nghiên cứu của Yeyati và Micco (2007) và Poghosyan và Poghosyan (2010). Kết quả nghiên cứu của Yeyati và Micco (2007) cho thấy gia tăng sự hiện diện của NHNNg làm giảm mức độ cạnh tranh của thị trường ngân hàng tại 8 nước mới nổi ở khu vực Mỹ Latinh, hay Poghosyan và Poghosyan (2010) cho rằng thâm nhập của NHNNg bằng hình thức mua lại và sáp nhập làm giảm mức độ cạnh tranh tại thị trường ngân hàng của 11 nền kinh tế chuyển đổi ở Trung và Đông Âu.

Các kết quả nghiên cứu về chủ đề này có thể giải thích căn cứ vào phương thức thâm nhập của các NHNNg. Nếu NHNNg thâm nhập bằng phương thức lập cơ sở kinh doanh mới thì sẽ làm tăng cạnh tranh của thị trường ngân hàng trong nước; trường hợp thâm nhập bằng phương thức mua lại và sáp nhập sẽ làm giảm cạnh tranh của thị trường ngân hàng trong nước. Nguyên nhân là khi thâm nhập bằng phương thức thành lập cơ sở kinh doanh mới, các NHNNg không có sẵn nguồn khách hàng, do đó, sẽ tập trung tìm kiếm khách hàng (quảng cáo, tiếp thị, giá dịch vụ, sự khác biệt của sản phẩm…) để giành thị phần dẫn đến tăng cạnh tranh; trong khi thâm nhập bằng phương thức mua lại và sáp nhập, các NHNNg đã có sẵn nguồn khách hàng nên việc giành thị phần sẽ ít diễn ra, ngoài ra nếu quá trình mua lại và sáp nhập của các NHNNg

diễn ra với quy mô lớn sẽ dẫn đến hình thành các ngân hàng độc quyền, và kết quả là thị trường ngân hàng trở nên ít cạnh tranh hơn.

Tại Việt Nam, thâm nhập của các NHNNg chủ yếu được thực hiện bằng phương thức lập cơ sở kinh doanh mới. Trong giai đoạn nghiên cứu 2009 -2019, có 9 ngân hàng 100% vốn nước ngoài được thành lập và đi vào hoạt động, số chi nhánh NHNNg tăng từ 40 năm 2009 lên 49 năm 2019. Trong khi đó, NHNNg thâm nhập bằng phương thức mua lại cổ phần các ngân hàng trong nước chỉ có 5 thương vụ (Common Wealth of Australia mua cổ phần VIB năm 2010, International Finance Corporation mua cổ phần Vietinbank và Mizuho Bank mua cổ phần Vietcombank năm 2011, Bank of Tokyo Mitsubishi UFJ mua cổ phần Vietinbank năm 2012, KEB Hana mua cổ phần BIDV năm 2019), nhưng có đến 7 thương vụ NHNNg thoái vốn khỏi các ngân hàng trong nước (ngân hàng ANZ thoái vốn tại Sacombank năm 2012, OCBC thoái vốn tại ngân hàng VP 2013, HSBC thoái vốn tại Techcombank năm 2016, Commonwealth Bank of Australia tại VIB năm 2017, Standard Chartered thoái vốn tại ACB và BNP Paribas thoái vốn tại OCB năm 2018, Société Générale Group thoái vốn tại SeaABank năm 2019). Như vậy, kết quả nghiên cứu của luận án phù hợp với thực tiễn phương thức thâm nhập của NHNNg tại Việt Nam.

Tóm lại, kết quả nghiên cứu này là cơ sở để chấp nhận giả thuyết H1, trả lời cho RQ1 là thâm nhập của NHNNg làm tăng mức độ cạnh tranh của thị trường NHTM Việt Nam. Đồng thời, phát hiện của nghiên cứu chứng minh sự phù hợp với lý thuyết về ảnh hưởng của thâm nhập NHNNg làm tăng tính cạnh tranh của thị trường ngân hàng trong nước.

4.3. KẾT QUẢ NGHIÊN CỨU CHO RQ2

Mục này thực hiện kiểm định giả thuyết H2 làm cơ sở trả lời cho RQ2. Như đã trình bày ở Mục 3.2, nghiên cứu này sử dụng quy trình phân tích 2 bước: (i) xác định hiệu quả của các NHTM trong nước bằng 2 phương pháp là phương pháp chỉ số tài chính và phương pháp DEA, (ii) các chỉ số hiệu quả sẽ được hồi quy với biến

thâm nhập NHNNg. Các hệ số hồi quy của các biến thâm nhập của NHNNg là cơ sở để kiểm định giả thuyết H2.

4.3.1. Đo lường thâm nhập của ngân hàng nước ngoài tại Việt Nam

Mục này trình bày việc đo lường các biến đại diện cho thâm nhập của NHNNg (FBA, NFB) trong Mô hình 3.4 và 3.6. Phương pháp đo lường thâm nhập của NHNNg đã được trình bày trong Mục 3.2.1, Chương 3. Theo đó, nghiên cứu này sử dụng phương pháp tổng hợp với 2 biến là tỷ lệ tài sản của các NHNNg (FBA), và tỷ lệ số lượng NHNNg (NFB) (Bảng 4.15).

Bảng 4.15: Biến thâm nhập của NHNNg tại Việt Nam giai đoạn 2009 - 2019

Năm	FBA	NFB
2009	3,5%	53,2%
2010	4,5%	58,0%
2011	4,4%	59,6%
2012	4,6%	59,8%
2013	4,2%	62,0%
2014	12,3%	59,6%
2015	10,8%	62,4%
2016	10,2%	62,8%
2017	9,9%	63,2%
2018	10,0%	63,2%
2019	10,0%	63,2%
Trung bình	7,7%	60,6%
Nguồn: Tác giả tổng hợp từ báo cáo thường niên của SBV.

Biến tỷ lệ tài sản của NHNNg được tính bằng tổng tài sản của khối NHNNg chia cho tổng tài sản của toàn ngành. Tỷ lệ tài sản của NHNNg đã tăng gấp 3 lần từ 3,5% năm 2009 lên 12,3% năm 2014. Từ năm 2015 đến năm 2019, tỷ lệ tài sản NHNNg chiếm tỷ lệ từ 10% đến 11% tổng tài sản, giảm từ 1% đến 2% so với năm 2014. Tỷ lệ tài sản của NHNNg trung bình trong giai đoạn nghiên cứu là 7,7%.

Biến tỷ lệ số lượng của NHNNg được tính bằng số lượng NHNNg chia cho tổng số lượng ngân hàng của toàn ngành. Năm 2009, tỷ lệ số lượng NHNNg bao gồm chi nhánh NHNNg chiếm 53,2% tổng số ngân hàng. Đến năm 2016, tỷ lệ số lượng NHNNg tăng thêm 10% đạt mức 63,2%. Từ năm 2016 đến năm 2019 tỷ lệ số lượng NHNNg ổn định ở mức 63%. Tỷ lệ số lượng NHNNg trung bình giai đoạn nghiên cứu đạt 60,6%.

4.3.2. Hiệu quả của ngân hàng thương mại Việt Nam theo phương pháp chỉ số tài chính

Để xác định hiệu quả của các NHTM Việt Nam theo phương pháp chỉ số tài chính, luận án này sử dụng biến ROA như đã trình bày trong Mục 3.2.1, Chương 3. Trung bình tỷ suất lợi nhuận trước thuế trên tài sản theo năm trong giai đoạn nghiên cứu 2009 – 2019 được trình bày trong Bảng 4.16.

Bảng 4.16: Tỷ suất lợi nhuận trung bình trên tài sản giai đoạn 2009 - 2019

Năm	ROA (%)
2009	1,65%
2010	1,57%
2011	1,30%
2012	1,00%
2013	0,77%
2014	0,68%
2015	0,51%
2016	0,65%
2017	0,71%
2018	0,90%
2019	1,23%
Trung bình	1,00%
Nguồn: Tác giả tính toán từ mẫu dữ liệu nghiên cứu bằng phần mềm STATA.

Tỷ suất lợi nhuận trên tổng tài sản trung bình giai đoạn nghiên cứu đạt gần 1%. Tỷ suất sinh lời trung bình trên tổng tài sản đạt cao nhất vào năm 2009 với 1,65%. Các năm tiếp theo, tỷ suất sinh lời trung bình trên tổng tài sản liên tục giảm và đạt mức thấp nhất vào năm 2015 với 0,51%. Từ năm 2016 đến năm 2019, tỷ suất sinh lời trung bình trên tổng tài sản có xu hướng tăng, và đạt 1,23% vào năm 2019.

4.3.3. Hiệu quả của ngân hàng thương mại Việt Nam theo phương pháp bao dữ liệu

Để xác định hiệu quả của NHTM Việt Nam bằng phương pháp DEA, luận án sử dụng mô hình tối thiểu hóa đầu vào và giả định hiệu quả thay đổi theo quy mô, các biến đầu vào và đầu ra trong mô hình DEA được lựa chọn theo cách tiếp cận trung gian với 3 biến đầu vào là chi phí lãi, chi phí nhân viên, chi phí khác, và 2 biến đầu ra là thu lãi và thu ngoài lãi theo phân tích chi tiết trong Mục 3.2.2.2.

Dữ liệu sử dụng trong mô hình DEA bao gồm 30 NHTM Việt Nam giai đoạn 2009 - 2019 với 315 quan sát. Thống kê mô tả các biến đầu vào và đầu ra trong mô hình DEA được trình bày trong Bảng 4.17.

Bảng 4.17: Thống kê mô tả biến trong mô DEA

Biến	Giá trị nhỏ nhất	Giá trị lớn nhất	Trung bình	Độ lệch chuẩn	Số quan sát
Đầu vào (tỷ đồng)
Chi phí lãi	139	64.769	9.449	11.839	315
Chi phí nhân viên	33	14.530	1.693	2.477	315
Chi phí khác	31	11.333	1.645	2.047	315
Đầu ra (tỷ đồng)
Thu lãi	271	106.468	14.621	19.130	315
Thu ngoài lãi	-940	17.274	1.615	2.525	315
Nguồn: Tác giả tính toán từ mẫu dữ liệu nghiên cứu bằng phần mềm STATA.

Bảng 4.18 trình bày độ đo hiệu quả kỹ thuật trung bình của các NHTM Việt Nam trong giai đoạn nghiên cứu 2009 - 2019.

Bảng 4.18: Hiệu quả kỹ thuật trung bình giai đoạn 2009 - 2019

Năm	TE
2009	94%
2010	95%
2011	97%
2012	97%
2013	95%
2014	94%
2015	94%
2016	95%
2017	95%
2018	94%
2019	96%
Trung bình	95%
Nguồn: Tác giả tính toán từ mẫu dữ liệu nghiên cứu bằng phần mềm STATA.

Hiệu quả kỹ thuật trung bình của các NHTM Việt Nam thấp nhất trong giai đoạn nghiên cứu là 94% vào năm 2009, sau đó tăng từ 94% lên mức cao nhất là 97% vào năm các năm 2011 - 2012. Từ năm 2013 đến năm 2019, hiệu quả kỹ thuật liên tục dao động ở mức từ 94% đến 96%. Hiệu quả kỹ thuật trung bình giai đoạn nghiên cứu 2009 – 2019 là 95%. Điều này có nghĩa là để tạo ra cùng một mức sản lượng đầu ra như nhau thì các ngân hàng sử dụng được 95% các đầu vào, hay nói cách khác, các ngân hàng còn sử dụng lãng phí các đầu vào khoảng 5%. Hiệu quả kỹ thuật trung bình khá cao cho thấy các NHTM Việt Nam đã chú trọng quản lý hiệu quả các nguồn lực đầu vào trong quá trình hoạt động kinh doanh.

4.3.4. Kiểm định tính dừng của chuỗi dữ liệu bảng

Mục này thực hiện kiểm tra tính dừng của các chuỗi dữ liệu bảng nhằm đảm bảo tính chính xác của phương pháp hồi quy tương tự như các bước phân tích Mô hình 3.2 đã trình bày ở Mục 4.2.