- INF: Phản ánh tình hình giá cả của nền kinh tế và được đo lường bằng tỷ lệ lạm phát hàng năm.
Một yếu tố quan trọng khác của nền KTVM cũng có tác động đến mức độ ổn định ngân hàng là lạm phát. Khi nền kinh tế có lạm phát tăng cao sẽ làm thay đổi mức giá chung, tác động trực tiếp dến hoạt động huy động vốn và cho vay của NHTM. Lạm phát cũng gây ra sự sụt giảm giá trị tài sản của ngân hàng, đồng thời gia tăng nguy cơ rủi ro vỡ nợ cho các khoản vay. Từ đó ảnh hưởng đến doanh thu, chi phí, và lợi nhuận của ngân hàng, tức là làm cho tình hình hoạt động kinh doanh của ngân hàng gặp nhiều biến động, ảnh hưởng đến mức độ ổn định ngân hàng. Nghiên cứu của Putranto và cộng sự (2014) chỉ ra rằng tỷ lệ lạm phát tác động tích cực đến khả năng sinh lời của ngân hàng. Ngược lại, nghiên cứu của Husni Ali Khrawish (2011) lại kết luận về mối tương quan âm của hai yếu tố trên. Mặc khác nghiên cứu của Wahdan và Leithy (2017), Demirguc – Kunt và Huizinga (1999) lại cho thấy các biến số của nền KTVM không ảnh hưởng đến tình hình kinh doanh hay mức độ ổn định ngân hàng.
3.3 Giả thuyết nghiên cứu
Dựa trên các nghiên cứu lý thuyết và nghiên cứu thực nghiệm được trình bày ở phần trên, tác giả đã lựa chọn mô hình nghiên cứu phù hợp nhằm đo lường tác động của ĐDH và cạnh tranh đến ổn định ngân hàng của các NHTM Việt Nam giai đoạn 2006 – 2017. Trên cơ sở đó, để thực hiện mục tiêu nghiên cứu và trả lời cho các câu hỏi nghiên cứu, luận án đặt ra các giả thuyết nghiên cứu như sau:
H1: Khi ngân hàng gia tăng ĐDH sẽ làm tăng ổn định ngân hàng.
ĐDH có tác động cùng chiều với ổn định ngân hàng. Khi các ngân hàng gia tăng mức độ ĐDH trong hoạt động kinh doanh của mình thì càng ổn định. Giả thuyết này được được ra dựa trên kỳ vọng các NHTM Việt Nam trong suốt thời gian qua tận dụng tối đa lợi ích từ các hoạt động ĐDH. Đồng thời cũng phù hợp với lý thuyết về ĐDH danh mục đầu tư và các lý thuyết về trung gian tài chính với hàm ý việc gia tăng lợi nhuận theo quy mô có liên quan đến ĐDH đã được trình bày ở chương 2.
H2: Khi ngân hàng tăng cường mức độ cạnh tranh trong hoạt động sẽ làm tăng ổn định ngân hàng.
Cạnh tranh được kỳ vọng tương quan dương với ổn định ngân hàng. Thể hiện bằng chỉ số Lerner có tác động ngược chiều với biến phụ thuộc. Giả thuyết này ủng hộ cho quan niệm: cạnh tranh - ổn định của các nhà kinh tế học được trình bày ở chương 2. Nghĩa là trong môi trường cạnh tranh gia tăng, ngân hàng sẽ nhận được những lợi thế từ việc cải thiện tích cực hiệu quả hoạt động của mình, giảm chi phí để gia tăng khả năng sinh lời cho ngân hàng.
H3: Khi ngân hàng đồng thời gia tăng mức độ cạnh tranh, đẩy mạnh chiến lược ĐDH, ổn định ngân hàng sẽ tăng lên.
Trước kỳ vọng về những ảnh hưởng tích cực của ĐDH và cạnh tranh đến ổn định ngân hàng, luận án cũng kỳ vọng các ngân hàng sẽ có những chiến lược mở rộng kinh doanh dựa trên lợi thế cạnh tranh nhất định của mình, từ đó giúp gia tăng khả năng sinh lời và ổn định hơn. Giả thuyết này vì thế hàm ý rằng khi các NHTM Việt Nam thực hiện ĐDH hoạt động như là một công cụ để cạnh tranh sẽ tác động cùng chiều với ổn định ngân hàng.
Ngoài ra, các nghiên cứu trước đây cũng chỉ ra tồn tại các yếu tố: quy mô tài sản, tốc độ tăng trưởng tài sản, tỷ lệ cho vay/TTS, huy động vốn, tỷ lệ VCSH/TTS, tốc độ tăng trưởng kinh tế và lạm phát cũng tác động đến ổn định ngân hàng. Bên cạnh đo lường tác động của ĐDH và cạnh tranh, tác giả cũng kiểm định ý nghĩa hồi quy của các biến đại diện cho các yếu tố trên trong mô hình đo lường tác động của chúng đến ổn định ngân hàng. Do đó, tác giả đưa ra các giả thuyết nghiên cứu như sau:
H4: Quy mô tài sản ngân hàng có mối tương quan cùng chiều với ổn định ngân hàng.
H5: Tốc độ tăng trưởng tài sản tác động cùng chiều với ổn định ngân
hàng
Dựa trên lý thuyết trung gian tài chính về hiệu quả hoạt động dựa trên quy
mô, tác giả kỳ vọng việc các NHTM Việt Nam gia tăng quy mô tài sản sẽ ảnh
hưởng tích cực đến ổn định. Giả thuyết này cũng tương đồng với kết quả nghiên cứu trước đó như: Ariss (2010), Jimenez cùng cộng sự (2013), Amidu và cộng sự (2013), Mensi và Labidi (2015).
H6: Tỷ lệ cho vay/TTS tương quan ngược chiều với ổn định ngân hàng.
Khi ngân hàng tăng cường cho vay, hoạt động chủ yếu của các NHTM Việt Nam, sẽ giúp ngân hàng gia tăng lợi nhuận. Tuy nhiên nếu ngân hàng cho vay quá nhiều hoặc mở rộng cho vay sang những lĩnh vực rủi ro cao, thậm chí ngân hàng không quản lý tốt các khoản vay, sẽ gây ra những ảnh hưởng tiêu cực làm ngân hàng giảm lợi nhuận, ảnh hưởng đến ổn định ngân hàng. Trong bối cảnh các NHTM Việt Nam trong giai đoạn vừa qua ẩn chứa nhiều nguy cơ do tỷ lệ nợ xấu tăng cao, rủi ro thanh khoàn gia tăng,…tác giả đưa ra giả thuyết về tác động ngược chiều của biến Loans đến ổn định ngân hàng.
H7: Huy động vốn tác động cùng chiều với ổn định ngân hàng.
Khi ngân hàng huy động vốn càng nhiều không vượt mức giới hạn về an toàn vốn sẽ giúp hoạt động ổn định hơn. Giả thuyết này được đưa ra dựa trên kỳ vọng các NHTM Việt Nam trong thời gian qua đã thực hiện tốt các kế hoạch về huy động vốn, khai thác tối đa nguồn vốn trong dân cư để phục vụ cho hoạt động kinh doanh của mình.
H8: Tốc độ tăng GDP tác động dương đến ổn định ngân hàng
Có nhiều nghiên cứu chỉ ra rằng tăng trưởng GDP sẽ tác động tích cực đến ổn định ngân hàng vì khi GDP tăng lên đồng nghĩa với nhu cầu vốn trong nền kinh tế cũng tăng lên kéo theo sự phát triển trong chu kỳ tăng trưởng kinh tế của quốc gia đó. Kết quả là ngân hàng thụ hưởng lợi ích từ đó để giúp hoạt động ổn định hơn (Dermiguc – Kunt và Huizinga, 1999; Fu và cộng sự, 2014; Sami Mensi và Widede Labidi, 2015).
H9: Tỷ lệ lạm phát tương quan ngược chiều với ổn định ngân hàng.
Lạm phát có tương quan ngược chiều với ổn định ngân hàng. Chỉ số này là nhân tố quan trọng ảnh hưởng đến hoạt động kinh doanh ngân hàng và được nhiều bài nghiên cứu xem xét (Ariss, 2010; Fu và cộng sự, 2014; Amidu và cộng sự,
2013; Sami Mensi và Widede Labidi, 2015). Ngân hàng căn cứ vào tỷ lệ lạm phát để điều chỉnh lãi suất hoặc quản lý chi phí hoạt động hiệu quả, từ đó làm tăng thu nhập cho ngân hàng và đảm bảo sự ổn định.
Bảng 3.1: Tóm tắt các biến nghiên cứu sử dụng và kỳ vọng về mối tương quan:
Ký hiệu | Dấu tương quan kỳ vọng (Cùng chiều: +; Ngược chiều: -) | |||||
Biến độc lập | Biến phụ thuộc | |||||
Z-Score | ROA | ROE | RARROA | RARROE | ||
ĐDH | R-Div | + | + | + | + | + |
Cạnh tranh | Lerner | - | - | - | - | - |
ĐDH và cạnh tranh | Lerner*Div | + | + | + | + | + |
Quy mô | Size | + | + | + | + | + |
Tốc độ tăng của TTS | Growth | + | + | + | + | + |
Cho vay/TTS | Loans | - | - | - | - | - |
Huy động vốn | Deposits | + | + | + | + | + |
Tốc độ tăng GDP | GGDP | + | + | + | + | + |
Tỷ lệ lạm phát | INF | - | - | - | - | - |
Có thể bạn quan tâm!
-
Bảng Tóm Tắt Các Nghiên Cứu Về Tác Động Của Cạnh Tranh Đến Ổn Định Ngân Hàng: -
Tổng Quan Các Nghiên Cứu Thực Nghiệm Về Tác Động Của Đa Dạng Hóa Và Cạnh Tranh Đến Ổn Định Ngân Hàng -
Mô Tả Các Biến Phụ Thuộc Và Các Biến Độc Lập Trong Các Mô Hình Nghiên Cứu -
Bảng Tổng Hợp Kết Quả Nhân Tử Phóng Đại Phương Sai Vif -
Kết Quả Nghiên Cứu Tác Động Của Cạnh Tranh Đến Ổn Định Ngân Hàng -
Kết Quả Ước Lượng Tác Động Của Đa Dạng Hóa Và Cạnh Tranh Đến Ổn Định Ngân Hàng Qua Các Chỉ Tiêu Z-Score, Roa, Roe, Rarroa, Rarroe
Xem toàn bộ 221 trang tài liệu này.
Nguồn: Tác giả tổng hợp
3.4 Dữ liệu nghiên cứu
Luận án sử dụng dữ liệu bảng không cân bằng trong giai đoạn từ 2006-2017 của 28 ngân hàng TMCP ở Việt Nam. Toàn bộ dữ liệu của luận án được thu thập từ báo cáo tài chính được kiểm toán, báo cáo thường niên công bố công khai của các NHTM Việt Nam và từ cơ sở dữ liệu của Bankscope và Vietnam Orbis Focus. Lý do luận án chọn mốc thời gian nghiên cứu từ 2006 là vì năm 2005 có rất nhiều văn bản pháp luật quan trọng ra đời liên quan đến lĩnh vực quản lý, điều hành các hoạt động của các tổ chức tín dụng như: Luật doanh nghiệp, Luật cạnh tranh, …và nền
kinh tế bắt đầu hấp thụ sự chi phối của các văn bản này ngay từ một năm sau đó. Ngoài ra, vì tính sẵn có và đầy đủ của bộ dữ liệu theo yêu cầu các biến trong các mô hình nghiên cứu của luận án. Ban đầu, dữ liệu thu thập từ 37 NHTM Việt Nam. Tuy nhiên, trong khung thời gian nghiên cứu của luận án, có sự cơ cấu ngân hàng: sáp nhập, hợp nhất,…các ngân hàng làm cho mẫu nghiên cứu giảm và số liệu không đầy đủ cho những năm tiếp theo. Ngoài ra, bên cạnh những chỉ tiêu như TTS, nguồn vốn huy động, chi phí lãi, chi phí hoạt động, thu nhập lãi, thu nhập phi lãi,… thì nghiên cứu cũng cần thêm số liệu về chi phí lao động. Vì vậy, khi áp dụng tất cả các tiêu chí trên, chỉ còn có 28 NHTM Việt Nam thỏa mãn yêu cầu về dữ liệu. Dữ liệu thu thập là dữ liệu bảng có cấu trúc không cân bằng, bao gồm tất cả 308 quan sát.
Về nguồn dữ liệu liên quan đến tình hình KTVM của Việt Nam, chỉ số của thị trường trong giai đoạn nghiên cứu, tác giả thu thập từ cổng thông tin điện tử của Tổng cục Thống kê Việt Nam.
Bảng 3.2: Danh sách 28 ngân hàng TMCP ở Việt Nam trong nghiên cứu
Tên ngân hàng | Ký hiệu | Số năm quan sát | |
1 | Ngân hàng TMCP An Bình (ABBank) | ABB | 12 |
2 | Ngân hàng TMCP Á Châu (ACB) | ACB | 12 |
3 | Ngân hàng TMCP Bản Việt (Vietcapital Bank) | VietCapital Bank | 12 |
4 | Ngân hàng TMCP Đầu tư và Phát triển Việt Nam (BIDV) | BIDV | 12 |
5 | Ngân hàng TMCP Công thương Việt Nam (Vietinbank) | CTG | 12 |
6 | Ngân hàng TMCP Xuất nhập khẩu Việt Nam (Eximbank) | EIB | 12 |
7 | Ngân hàng TMCP Phát Triển Nhà TP.HCM (HDBank) | HDB | 12 |
Ngân hàng TMCP Kiên Long (Kienlong Bank) | KLB | 12 | |
9 | NH TMCP Bưu Điện Liên Việt (LienVietPostBank) | LPB | 12 |
10 | Ngân hàng TMCP Hàng Hải Việt Nam (Maritime Bank) | MRB | 12 |
11 | Ngân hàng TMCP Quân đội (MB Bank) | MB | 12 |
12 | Ngân hàng TMCP Nam Á (Nam A Bank) | NAB | 12 |
13 | Ngân hàng TMCP Quốc Dân (Nam Việt) | Navi | 12 |
14 | Ngân hàng TMCP Phương Đông (OCB) | OCB | 12 |
15 | Ngân hàng TMCP Dầu Khí Toàn Cầu (GPBank) | PGB | 12 |
16 | Ngân hàng TMCP Sài Gòn (SCB) | SCB | 12 |
17 | Ngân hàng TMCP Đông Nam Á (SeABank) | SeaBank | 12 |
18 | Ngân hàng TMCP Sài Gòn Công Thương (SaiGonBank) | SGB | 12 |
19 | Ngân hàng TMCP Sài Gòn – Hà Nội (SHB) | SHB | 12 |
20 | Ngân hàng TMCP Sài Gòn Thương Tín (Sacombank) | STB | 12 |
21 | Ngân hàng TMCP Kỹ Thương Việt Nam (Techcombank) | TCB | 12 |
22 | Ngân hàng TMCP Ngoại thương Việt | VCB | 12 |
Nam (VCB) | |||
23 | Ngân hàng TMCP Quốc tế Việt Nam (VIB) | VIB | 12 |
24 | Ngân hàng TMCP Việt Á (VietABank) | VietABank | 12 |
25 | Ngân hàng TMCP Việt Nam Thịnh Vượng (VPBank) | VPB | 12 |
26 | Ngân hàng TMCP Tiên Phong (TPBank) | TPB | 12 |
27 | Ngân hàng TMCP Đại Chúng Việt Nam (PVComBank) | PVC | 12 |
28 | Ngân hàng TMCP Đông Á (DongA Bank) | DongA | 12 |
Nguồn: Tác giả tổng hợp
3.5 Các kiểm định sử dụng trong mô hình
Tác giả sử dụng các kiểm định có liên quan đến mô hình hồi quy tuyến tính sử dụng dữ liệu bảng: kiểm định đa cộng tuyến, phương sai thay đổi, tự tương quan và nội sinh.
Để kiểm định đa cộng tuyến giữa các biến trong các mô hình nghiên cứu, tác giả sử dụng phương pháp kiểm định bằng nhân tử phóng đại phương sai VIF. Kết quả cho thấy các hệ số VIF có giá trị nhỏ hơn 2 nên hiện tượng đa cộng tuyến giữa các biến là không đáng kể.
Sau đó là lựa chọn mô hình hồi quy thích hợp cho việc phân tích các biến bằng cách sử dụng các kiểm định F, Hausman. Kiểm định F giúp cho việc đánh giá lựa chọn mô hình FEM thay cho OLS. Kiểm định Hausman giúp xác định mô hình FEM phù hợp hơn REM.
Luận án cũng thực hiện kiểm định phương sai thay đổi cho các mô hình nghiên cứu bằng kiểm định White (với gải thuyết H0: không có hiện tượng phương sai thay đổi). Kết quả p-value cho thấy tồn tại phương sai thay đổi trong các mô hình nghiên cứu. Để khắc phục hiện tượng này, mô hình nghiên cứu được hồi quy
theo phương pháp GMM. Giá trị p-value cho thấy kết quả đáng tin cậy hơn rất nhiều.
Tuy nhiên khi xem xét các hệ số hồi quy của các biến độc lập, các kiểm định cho thấy các hệ số này không có ý nghĩa thống kê. Điều này cho thấy mô hình có hiện tượng nội sinh làm ảnh hưởng đến tính vững của mô hình nghiên cứu. Trong các nghiên cứu thực nghiệm trước đây về các yếu tố nội tại bên trong ngân hàng, khi các nhà kinh tế học sử dụng mô hình hồi quy có biến trễ của biến phụ thuộc làm biến độc lập (Das và Ghosh, 2007; Foos và cộng sự, 2010;mJimenez và Saurina, 2006; Bludell và Bond, 1998) thì nghiên cứu thuộc dạng mô hình với số liệu bảng động và biến trễ của biến phụ thuộc là biến nội sinh.
Do đó phương pháp GMM được sử dụng để khắc phục nhằm mang lại kết quả ước lượng vững (Lee và cộng sự, 2013; Amidu và cộng sự, 2013; Mensi và Labidi, 2015). Các hệ số hồi quy của mô hình nghiên cứu (1), (2), và (3) được ước lượng theo phương pháp GMM do Arellano và Bond (1991) đề xuất, sau đó được Arellano và Bover (1995), Blundell và Bond (1998) hoàn thiện. Cụ thể, để xử lý hiện tượng nội sinh, Arellano và Bond (1991) sử dụng các độ trễ (t-2) để làm biến công cụ vì biến độc lập độ trễ (t-2) có tương quan với độ trễ (t-1) nhưng không có tương quan với t.
Để kiểm định cho kết quả mô hình bằng phương pháp GMM, tác giả sử dụng kiểm định Sargan – Hansen để kiểm tra tính hợp lệ của biến công cụ. Biến công cụ được xác định là tốt phải thỏa mãn yêu cầu về sự phù hợp và hợp lệ, tức là tương quan với các biến hồi quy bị nội sinh cũng như trực giao với phần dư. Vì vậy, bên cạnh kiểm định Sargan – Hansen, luận án tiếp tục thực hiện kiểm định sự phù hợp của giới hạn đối với biến công cụ bằng kiểm định AR. Kết quả hồi quy cho thấy không tồn tại tương quan chuỗi bậc cao hơn trong phần dư, p-value chỉ ra rằng giả thuyết về sai phân bậc một không bị bác bỏ trong mô hình nghiên cứu.