Lựa Chọn Phương Pháp Đo Lường Cạnh Tranh Trong Luận Án

Cyw Ryn

i

Cw

Ryy Cyy Ryn

i

Rn

0 Rn

y* 

wi

Suy ra:

y* Cyw Rn Cw Ryn Cyw Rn Cw Ryn

i i i i

(2.17)

wi

Ryy Cyy Rn D

𝑖

Trong đó, D xác định và lớn hơn 0 từ điều kiện của công thức (2.10). Sử dụng bổ đề Shephard (𝐶𝑦 = 𝑥∗), công thức (2.17) có thể viết thành:

x* *

y*

wi

Rn i Ryn xi



y* 

D*

(2.18)

Thế công thức (2.11) và (2.18) vào công thức (2.13) kết quả là:

C R w x*/ yR w x*

H Statistic 

y n i i yn i i

R*D*

𝑖

Vì 𝑥∗ là chi phí cực tiểu của yếu tố đầu vào i , khi nhân nó với giá yếu tố đầu vào wi sẽ dẫn đến sự thay đổi sản lượng đầu ra y.

i

w x*/ y CC

mà ∑

𝑖

𝑖=1

i i

i1

𝑖

𝑤𝑖 𝑥∗ = C, do đó:

y y

y n y yn 

C R C R C 

H Statistic  1

R* D*

Thay công thức (2.10) và (2.11) vào công thức trên:

y n y yn 

R R R RR 

H Statistic  1

R*D*

(2.19)

thành:

Sử dụng hàm cầu ngược R = Py, biểu thức trong dấu ngoặc vuông được viết

PynyPnP yPyPyPnynPyyPyn 

y2 P P y2 PP P2 y

n y yn n

Vì sản lượng cân bằng độc quyền dài hạn chỉ đạt được với số lượng ngân hàng hoạt động đồng thời với trạng thái cân bằng dài hạn, nên một sự thay đổi trong số lượng ngân hàng sẽ không ảnh hưởng đến sản lượng đầu ra trên thị trường. Trong trường hợp có sự thâm nhập của một hay nhiều ngân hàng mới thì sẽ có sự biến mất của các ngân hàng khác, nếu không sẽ không tồn tại cân bằng dài hạn. Do đó, sản lượng đầu ra sẽ không thay đổi, yn = 0 và phương trình rút gọn sẽ là:

n y yn n y yn

y2 P P

PP

R R

RR 

(2.20)

Thay (2.20) vào (2.19) cho kết quả :

R y2P P PP



H Statistic  1

y n y yn

R*D*

(2.21)

Panzar and Rosse (1987) giả định rằng độ co giãn của cầu đối với từng ngân hàng là một hàm tăng theo số lượng đối thủ cạnh tranh. Độ co giãn 𝑒(𝑦, 𝑛, 𝑧) ≡

−𝑃/(𝑦𝜕𝑃/𝜕𝑦), trong đó, P = P(y,n,z), ∂P/∂y ≡ Py<0 và ∂P/∂n ≡ Pn<0. Điều này dẫn đến 𝑒𝑛 ≥ 0, nghĩa là khi có đối thủ thâm nhập thị trường, hàm cầu đối với từng ngân hàng sẽ co giãn hơn và làm giảm sức mạnh thị trường của ngân hàng đó, en có thể được viết thành:

n

2

yP



e Py Pyn Pn

yP

y y

(2.22)

Pn Py PPyn

y

yP2

Trong công thức (2.22), vì en≥0 mà mẫu số lớn hơn 0 nên tử số phải nhỏ hơn

0. Do đó, biểu thức trong ngoặc đơn trong công thức (2.21) sẽ nhỏ hơn 0, cả R* và

D* đều lớn hơn 0, nên biểu thức thứ hai trong công thức (2.21) nhỏ hơn 0. Vì vậy:

Statistic (2.23)

Điều này có nghĩa là trong trường hợp cạnh tranh độc quyền, tổng độ co giãn của đầu ra theo giá các yếu tố đầu vào từ phương trình doanh thu rút gọn sẽ nhỏ hơn 1.

Thứ ba, trong điều kiện cạnh tranh hoàn hảo, giá bằng chi phí biên và lợi nhuận sẽ bằng 0, do đó:

y y

pcC yc, w,t  0 pcC yc, w,t 

pcycC yc, w, t  0 pcycRcw, t C yc, w, t 

(2.24)

(2.25)

Trong đó, pc là giá cân bằng yc sản lượng đầu ra cân bằng và Cy là chi phí biên ứng với sản lượng đầu ra. Phương trình (2.24) mô tả điều kiện tối đa hóa lợi nhuận của từng ngân hàng và phương trình (2.25) mô tả điều kiện cân bằng dài hạn.

Lấy đạo hàm phương trình (2.24) và (2.25) theo yc, pc và wi cho kết quả:

C yc pc C w

(2.26)

yy yw i

y

pcC

ycycpcC

wi

(2.27)

w

Viết dưới dạng ma trận:



yy

C

1yc / w 

Cyw 

i i 

 0 y

pc / w

C

i 

wi 

Từ (2.26) suy ra (pc - Cy) = 0. Giải ma trận bằng quy tắc Cramer cho kết quả

là:

yc

ycC

Cyw

i

C

wi

Cyy

0

1

yc

1

yc



ywi

Cw

w ycC

i yy

Sử dụng bổ đề Shephard cho kết quả:

yc

x*ycx*/ yc

(2.28)

i i

i yy



w ycC

Sử dụng phương trình (2.25) và bổ đề Shephard, lấy đạo hàm Rc theo wi cho kết quả:

Rc 

i

w

yc

Cy w

x*

i i

Nhân với wi và cộng:

i

c i



w R C 

w y 

w x*

(2.29)

c

i

i w

y i w i i

i1i

i1

i i1

Thế (2.28) vào công thức (2.29), chia cho Rc và sử dụng phương trình (2.24) và (2.25) được kết quả:

i Rc w

i1 w Rc

H Statistic i

i



Cix*ycx*/ y 

i w x*

y C

yw i i

i

i i

Rc i1 

c





yy

i1 R

(2.30)

Cy

yy

Rc ycC

C ycC

CRc

y

c



P c c c c R



y

Rc yc P

p y

p y  1

Rc

Công thức (2.30) cho thấy tổng độ co giãn của doanh thu theo giá các yếu tố đầu vào từ hàm doanh thu rút gọn bằng 1 trong trạng thái cân bằng dài hạn, nghĩa là tỷ lệ tăng trong giá đầu vào sẽ dẫn đến tỷ lệ tăng tương ứng trong doanh thu.

Tổng hợp các kết quả phân tích, giá trị H-Statistic được mô tả ở Bảng 2.1.

Bảng 2.1: Tổng hợp giá trị H-Statistic

Giá trị	Cấu trúc thị trường
H-Statistic = 1	Thị trường cạnh tranh hoàn hảo
0 < H-Statistic < 1	Thị trường cạnh tranh độc quyền
H-Statistic < 0	Thị trường độc quyền
Nguồn: Tác giả tổng hợp.

Có thể bạn quan tâm!

• Giới Thiệu Vấn Đề Nghiên Cứu. Nội Dung Chương Này Giới Thiệu Tổng Quan Về Luận Án.
• Phương Thức Thâm Nhập Của Ngân Hàng Nước Ngoài
• Phương Pháp Đo Lường Cạnh Tranh Trong Thị Trường Ngân Hàng Thương Mại
• Các Nghiên Cứu Sử Dụng Phương Pháp Tiếp Cận Phi Cấu Trúc
• Phương Pháp Đo Lường Hiệu Quả Của Ngân Hàng Thương Mại
• Lý Thuyết Về Ảnh Hưởng Của Thâm Nhập Ngân Hàng Nước Ngoài Đến Hiệu Quả Của Các Ngân Hàng Trong Nước

Xem toàn bộ 216 trang tài liệu này.

Ưu điểm của mô hình Panzar – Rosse là không yêu cầu số lượng quan sát lớn. Tuy nhiên, để giá trị H-Statistic phản ánh đúng mức độ cạnh tranh của thị trường thì cần phải thực hiện kiểm định tính cân bằng dài hạn trước khi sử dụng mô hình Panzar

- Rosse.

Phương pháp động

Phương pháp động được sử dụng để đo lường mức độ cạnh tranh của thị trường ngân hàng trong những năm gần đây. Boone (2008) đã giới thiệu một phương pháp đo lường cạnh tranh mới gọi là chỉ số Boone. Chỉ số Boone giả định rằng các ngân hàng hiệu quả hơn sẽ có lợi thế trong thị trường có nhiều sự cạnh tranh, và các ngân hàng kém hiệu quả sẽ chịu nhiều tổn thất hơn. Boone (2008) cho rằng tồn tại hiệu ứng tái phân bổ từ các ngân hàng kém hiệu quả sang ngân hàng hiệu quả. Khi gia tăng sự cạnh tranh trên thị trường, các ngân hàng sẽ giảm đầu ra, tuy nhiên, các ngân hàng hiệu quả sẽ có mức giảm nhỏ hơn các ngân hàng kém hiệu quả. Kết quả là thị phần và lợi nhuận của các ngân hàng kém hiệu quả ngày càng co lại. Chỉ số Boone mang giá trị âm và trị tuyệt đối của chỉ số này càng lớn thì cạnh tranh giữa các ngân hàng càng cao.

Ưu điểm của chỉ số Boone là yêu cầu dữ liệu đơn giản. Dữ liệu cần có để tính chỉ số Boone chỉ bao gồm thông tin về lợi nhuận và chi phí của ngân hàng.

Nhược điểm của chỉ số Boone là giả định hiệu quả có thể quan sát được thông qua giá cả và lợi nhuận. Tuy nhiên, trong ngắn hạn hiệu quả đạt được có thể không được truyền dẫn vào giá thấp hơn hay lợi nhuận cao hơn. Chẳng hạn, để đối phó với

cạnh tranh trong tương lai, một ngân hàng có thể sẽ đầu tư vào việc phát triển sản phẩm mới, mở rộng chi nhánh ở thời điểm hiện tại. Do đó, việc xác định chỉ số Boone trong ngắn hạn có thể không chính xác.

2.2.4.3. Lựa chọn phương pháp đo lường cạnh tranh trong luận án

Mục 2.2.4.1 và 2.2.4.2 đã trình bày 2 phương pháp đo lường cạnh tranh trong thị trường ngân hàng là phương pháp tiếp cận cấu trúc và phương pháp tiếp cận phi cấu trúc. Tiếp cận cấu trúc đo lường cạnh tranh từ cấu trúc thị trường thông qua chỉ số đo lường mức độ tập trung của thị trường là CRk và HHI trên cơ sở các giả định của mô hình SCP. Hạn chế của cách tiếp cận cấu trúc là việc đo lường cạnh tranh được thực hiện một cách gián tiếp qua các chỉ số tập trung của thị trường, tuy nhiên các chỉ số này không phản ánh đúng mức độ cạnh tranh thị trường. Ngoài ra, các giả định của mô hình SCP đôi khi không phù hợp với thực tế, nhất là đối với những thị trường có các rào cản về gia nhập và rời khỏi ngành thấp. Tiếp cận phi cấu trúc đo lường cạnh tranh trực tiếp từ hành vi của các ngân hàng trong thị trường. Tiếp cận phi cấu trúc bao gồm phương pháp tĩnh và phương pháp động. Phương pháp tĩnh bao gồm chỉ số Lerner, mô hình biến phỏng đoán và mô hình Panzar – Rosse. Phương pháp động đo lường cạnh tranh thông qua chỉ số Boone.

Mỗi chỉ số trong cách tiếp cận phi cấu trúc đều có những giả định khác nhau, do đó đối tượng đo lường khác nhau, và có ưu nhược điểm riêng (Bảng 2.2). Chỉ số Lerner đo lường mức độ trung bình sức mạnh định giá trên thị trường. Mô hình biến phỏng đoán đo lường phản ứng của đối thủ cạnh tranh khi ngân hàng tăng một phần trăm sản lượng đầu ra. Chỉ số Lerner và mô hình biến phỏng đoán là các chỉ số đo lường tốt về sức mạnh thị trường của từng ngân hàng, nhưng không phải là chỉ số đo lường mức độ cạnh tranh tốt nhất. Mức độ trung bình của sức mạnh thị trường có thể tăng, giảm hoặc duy trì ổn định, ngay cả khi các chỉ số Lerner của từng ngân hàng giảm do hiệu ứng tái phân bổ từ các ngân hàng kém hiệu quả sang ngân hàng hiệu qủa. Chỉ số Lerner thích hợp trong các nghiên cứu điều tra về sức mạnh thị trường

của ngân hàng và rủi ro hoặc hiệu quả. Mô hình biến phỏng đoán rất hiếm được sử dụng ở các nước đang phát triển vì rất khó xác định hàm cung cầu do thiếu dữ liệu.

Bảng 2.2: Tổng hợp ưu nhược điểm của các phương pháp đo lường cạnh tranh

Phương pháp	Ưu điểm	Nhược điểm
Tiếp cận cấu trúc
Chỉ số đo lường mức độ tập trung (CRk, HHI)	Dữ liệu đơn giản Không cần dữ liệu các biến của từng ngân hàng	Nền tảng lý thuyết thiếu vững chắc
Tiếp cận phi cấu trúc
Phương pháp tĩnh
Chỉ số Lerner	Đo lường sức mạnh thị trường qua từng năm Số lượng quan sát ít	Đo lường sức mạnh thị trường, không phải đo lường cạnh tranh
Mô hình biến phỏng đoán	Ước tính trực tiếp hành vi của từng ngân hàng trong tất cả các cấu trúc cạnh tranh	Số lượng quan sát lớn Khó xác định hàm cung cầu
Mô hình Panzar – Rosse	Ước tính thông qua các mô hình tuyến tính đơn giản Số lượng quan sát ít	Yêu cầu phải kiểm định giả định về tính cân bằng dài hạn của thị trường
Phương pháp động
Chỉ số Boone	Ước tính thông qua các mô hình tuyến tính đơn giản Số lượng quan sát ít	Xem hiệu quả có tính một chiều Không phân biệt các hình thức cạnh tranh Đo lường cạnh tranh trong ngắn hạn thiếu chính xác.

Nguồn: Tác giả tổng hợp.

Chỉ số Boone được phát triển trong những năm gần đây dựa trên giả định rằng các công ty hiệu quả hơn sẽ nhận được ưu thế trong một thị trường có nhiều sự cạnh tranh. Chỉ số Boone có thể nắm bắt tính động của cạnh tranh, nhưng việc đo lường mức độ cạnh tranh trong ngắn hạn có thể không chính xác.

Mô hình Panzar – Rosse phân tích sự truyền dẫn của việc thay đổi giá đầu vào đến thu nhập của ngân hàng, từ đó, xác định chỉ số H-Statistic để đo lường mức độ cạnh tranh của thị trường ngân hàng. Chỉ số H-Statistic của mô hình Panzar – Rosse là chỉ số đo lường cạnh tranh tốt đối với thị trường ngân hàng. Mô hình này phù hợp trong các nghiên cứu so sánh hành vi cạnh tranh giữa các nhóm ngân hàng có tính chất sở hữu khác nhau (Claessens và Laeven, 2004). Tuy nhiên, việc sử dụng mô hình Panzar – Rosse đòi hỏi phải thực hiện kiểm định tính cân bằng dài hạn của thị trường ngân hàng.

Từ các phân tích trên và căn cứ vào mục tiêu nghiên cứu là phân tích ảnh hưởng của thâm nhập NHNNg đến cạnh tranh của thị trường NHTM Việt Nam, đây là nghiên cứu có NHNNg và ngân hàng trong nước là 2 nhóm có tính chất sở hữu khác nhau phù hợp với nhận định của (Claessens và Laeven, 2004), do đó, luận án này sử dụng phương pháp tiếp cận phi cấu trúc với mô hình Panzar – Rosse để kiểm định giả thuyết liên quan đến RQ1. Đồng thời để H-Statistic được xác định chính xác, luận án này sẽ tiến hành kiểm định tính cân bằng dài hạn trước khi sử dụng mô hình Panzar – Rosse.

2.2.5. Tổng quan các nghiên cứu về ảnh hưởng của thâm nhập ngân hàng nước ngoài đến cạnh tranh của các ngân hàng thương mại trong nước

2.2.5.1. Các nghiên cứu sử dụng phương pháp tiếp cận cấu trúc

Cho (1990) xem xét ảnh hưởng của thâm nhập NHNNg đến cạnh tranh của thị trường ngân hàng Indonesia giai đoạn 1974 - 1983 bằng chỉ số tập trung CRk. Kết quả nghiên cứu cho thấy thâm nhập của NHNNg làm tăng tính cạnh tranh của thị trường ngân hàng Indonesia.